modelos probabilísticos multinomiales para el estudio del ceceo

E.L.U.A., 10, 1994-1995,pp: 391 - 436
MODELOS PROBABILÍSTICOS MULTINOMIALES PARA
EL ESTUDIO DEL CECEO, SESEO Y DISTINCIÓN DE /SI
Y /6/. DATOS DE LA CIUDAD DE MÁLAGA
J. A. VlLLENAPONSODA — J. M. SÁNCHEZ SÁEZ — A. ÁVILA MUÑOZ
(Universidad de Málaga)
RESUMEN
The aim of this paper is to propose a multinomial probabilistic model able to
account for the variation of /9 S / in Southern Spanish varieties. The current
analyses carried up till now are based on frequency counts of mergers between
/s/ and /9/, which are labeled 'ceceo' and 'seseo', as two social and regional
norms of pronunciation. Standard Spanish distinction between /s/ and /9/ is
therefore to be deduced from the total body of cases, counting every [s]
corresponding to an etymological or canonical s as an occurrence of Isi, including
the tokens of those individuáis whose pronunciation pattern of /9 S / is overtly
'seseo' (exactly the same for the contrary case of 'ceceo').
Since both types (s > 9 and 9 > s) currently coexist in Southern speech
communities as in Málaga city, it is not obvious to decide about the high
proportion of cases where /s/ and /9/ are pronounced in a canonical way.
Therefore we need a procedure to decide the rate of cases of canonical
pronunciation due to chance.
Two related multinomial models have been developed, implemented and
tested on a sociological body of data from a social network of 31 individuáis
from Málaga city, extracted from a sociolinguistic investigation of vernacular
varieties in Málaga (M.U.V.-Project). The first model calculates the single
probability of seseo (s > s and 9 > s), ceceo (9 > 9 and s > 9) and distinction (s >
s and 9 > 9) for every individual studied. The second model calculates the single
probability of distinction (s > s and 9 > 9) vs. the single probability of reduction
or 'confusión' (s > 9 and 0 > s).
To measure the degree of fit of both models, a máximum likelihood estimator
has been developed with consistent and hopeful results. Comparison between
Este trabajo se ha realizado en el marco del Proyecto de Investigación del Sistema de
Variedades Vernáculas Malagueñas (Proyecto V.U.M.),financiadopor la DGICYT PB91-0417.
391
relative frequency and probabilistic results demónstrales, fmally, the more
realistic approach lo this problem on the basis presented here.
1. Introducción
En este trabajo se proponen dos modelos probabilísticos basados en la
distribución multinomial, uno para el estudio de los fenómenos de seseo, ceceo
y distinción de |s| y |9¡, y el otro para el estudio de la confusión-distinción de js|
y |9|. El objetivo del desarrollo de estos modelos es estimar el comportamiento
lingüístico de los sujetos investigados, a partir de los datos obtenidos en una
muestra de conversación dirigida obtenida en su contexto más usual. Se
mostrará una investigación referida a un conjunto de individuos del barrio de
Capuchinos de Málaga. El desarrollo de estos modelos, así como los datos
utilizados para la aplicación, se localizan en el contexto del Proyecto de
Investigación del Sistema de Variedades Vernáculas Malagueñas (Proyecto
V.U.M.), que se desarrolla en el Departamento de Filología Española I de la
Universidad de Málaga.
Se puede encontrar un amplio estudio sociolingüístico de la red social de
la que se lia extraído los datos, así como la explicación de los resultados
obtenidos a partir de los modelos probabilísticos que se van a desarrollar en
este trabajo, en los de Villena y Requena (1994) y Ávila (1994).
2. La situación sociolingüística de s/9 en el español meridional.
2.1. La diferenciación sociolingüística manifestada a través de rasgos fonéticos
del subsistema de consonantes palatales y dentales (/9S/, /s/, /y/) en el español
hablado en la ciudad de Málaga es un asunto observado desde antiguo (Alvar
1973, 12-13; Navarro Tomás et alii 1933, 53-54) 1 , en correspondencia con
observaciones similares para el resto del dominio meridional español: la
variable /6 S /, procedente de las cuatro sibilantes del español medieval /s/, l'zl,
/§/, í/J, se realiza mediante variados alófonos mates (moderno ceceo, como en
[pá9o], [kaBó9a]) o estridentes (moderno seseo, como en [serftésa], [peso])2,
1
El ALEA, VL m. 1705, lám. 1580, apunta para Málaga capital (Ma 406) las siguientes
normas de pronunciación: seseo en las mujeres y los hablantes cultos del casco urbano; ceceo en
los hablantes de» las zonas periurbanas rurales; seseo-ceceo y ceceo-seseo en los hombres jóvenes
y de cultura baja. La situación varía en las distintas capitales, según las zonas geograficolingüísticas (seseo, ceceo o distinción).
2
Los matices de realización de ambos géneros de pronunciación son muy amplios ([s]—[h])
([6J—[h|), como se puede observar en el ALEA, VI. Galeote (1988, 35-70)
ha hecho una
descripción exhaustiva de las variantes de Isl (s, §, ¿, etc.) y de ÍQÍ (Q, 0S, etc.) y las ha cruzado
con el sexo y la ocupación de sus setenta y cinco infonnantes del treviño de Iznájar, Villanueva de
Tapia y Venta de Santa Bárbara, en el encuentro de las provincias de Málaga, Granada y
Córdoba.
392
asociándose, desde siempre, los primeros con la ausencia o deficiencia de
instrucción formal y el origen rural, y los segundos con la cultura urbana y la
educación formal (Alvar 1974, 18-19; Navarro Tomás 1933, 23-60). Se trata,
en estos casos, de normas, ejemplos o modelos ideales de pronunciación, pero
no naturalmente de pautas homogéneas; de hecho, la mezcla y alternancia
caótica de realizaciones (trueque anárquico: seseo-ceceo / ceceo-seseo; ceseo /
seceo)3 puede llegar a constituir una pauta alternativa (aunque es muy dudoso
que pudiera considerarse como una norma, en sentido estricto).
El fenómeno de confusión, desfonologización (Carbonero 1982),
neutralización (ALEA), igualación fonológica (Llórente 1962) o reducción
(Sawoff 1980) entre Isl y IQI es un asunto profusamente investigado, y sin duda
bien conocido en todas sus etapas y aspectos, desde el punto de vista diacrónico
y geolingüístico (Alvar, Alonso, Ariza, Catalán, Cock Hincapié, Frago,
Guitarte, Lapesa, Menéndez Pidal, Mondéjar, etc.) 4 . En la Andalucía confunEn el presente trabajo sólo se consideran dos géneros de pronunciación: [6], variante
continua mate (sea interdental o dentointerdental, incluyendo teóricamente variantes levemente
aspiradas
o sonorizadas) y [s], variante continua estridente (sea coronoalveolar o predorsodental).
La [9S] o [s ], que incluye las variantes intermedias y recoge los abundantes casos dudosos al
oído de los transcriptores, no se ha tenido en cuenta a efectos de los cálculos, habida cuenta de su
menorfrecuencia(1 % de Jos casos, frente a 62 % de [s] y 37 % de [9], para un total de 4777
ocurrencias de /6V. Véase Ávila 1994, caps. 3 y 4, 40-72.
3
"Creo oportuno indicar -escribe Llórente (1962, 230-231)- que actualmente, en toda el área
de ceceo y en las zonas limítrofes que distinguen, pero donde sólo se conoce la s predorsal (§),
incluyendo las zonas urbanas consideradas seseantes enclavadas en el dominio rústico del ceceo,
hay una gran anarquía fonética, pronunciándose indistintamente 5 y 6 (relajada), pues se ha
operado una igualación fonológica representada por el archifonema /87 que tiene las tres
siguientes realizaciones: 5, 0, 9 (...). La antigua riqueza fonológica se ha reducido a un solo
fonema, mientras que, por el contrario, la pretendida uniformización fonética {ceceo o seseo) en
muchas zonas no es tai, porque lo normal es la triple realización indicada". Para Sawoff (1980,
239-241), "... tlie heterogeneous pronunciation of Sevillan will, I think, clearly emerge from the
following pages (...) The possibilities ... vvere simple in terms of phonology but complicated
phonetically: either the stabilization around some oíd (or new) versión of the Andalusian
phonemic reduction of standard Spanish Isl and IQI to one phoneme, or a phonemic retrograde
development to "distinción", Le., Standard-Spanish-Distinction between Isl and IQI (...) The first
two systems, seseo and ceceo, are well known ... [junto a ellos, hay que distinguir un tercer
sistema fonológicamente confundidor de Isl y IQI, que representa] ... "the sibilant system of all
those Andalusians vvho do not use ceceo, seseo or SSD with any consistency. I would suggest the
ñame "seceo" [se9éo] for this hitherto rather neglected possibility ... Itis, like seseo and ceceo, the
phonemic reduction of standard Spanish Isl and IQI to one phoneme, with the two ends of the
articulatory continuum [s] and [0], being the two allophones in free variation ...". Vid. asimismo
P. Carbonero, "Polimorfismo y funcionalidad en el uso lingüístico de hablantes andaluces", in
Sociolingüística andaluza I, Servicio de Publicaciones, Universidad de Sevilla 1985 [1982], 4756. pp. 49-53; Sawoff 1980, 247-253.
4
La bibliografía sobre este problema es muy amplia. Véanse, por ej., M. Alvar, "A vueltas
con el seseo y el ceceo", Estudios dedicados a D. Gazaaru, Románica 5, 1972, Inst. de Filología,
La Plata, 1974, 41-57; J. Mondéjar, "La más antigua caracterización fonética .de las hablas
andaluzas", in Dialectología andaluza. Estudios, Don Quijote, Granada, 1991, 167-211;
"Disquisiciones historicocríticas y metodológicas sobre la interpretación de los datos en el estudio
del "seseo", in Dialectología andaluza, 320-335; J A Frago, Historia de las hablas andaluzas.
393
didora de Isl = IQI, en la que se incluye Málaga, se ha de partir de un fonema
único; éste es, históricamente, Isl, consonante continua dorsodental sorda,
procedente de la desfonologización de la pareja Izl : Isl (continuas,
dorsodentales sorda y sonora), y ésta, a su vez, de la reducción,
respectivamente, de las oposiciones Izl : Izl (continuas sonoras, dorsodental y
apicoalveolar) y Isl: Isl (continuas sordas, dorsodental y apicoalveolar), tras la
previa pérdida de la distinción más estable basada en el rasgo de interrupción/continuidad (/§/: l'sl' y ¡y : Izl)5. La /§/, en la que confluyen las cuatro
clases de palabras del español medieval con Isl, Izl, /§/ y /£/ (osso, oso, foces,
fozes), tiene un amplio campo de dispersión para la realización alofónica, que
va desde las variantes estridentes (s, s) a las mates (8,8): [060, oso, oso].
Por el contrario, la solución del español ejemplar y de las variedades
dialectales centroseptentrionales (incluidas las áreas septentrionales y
orientales andaluzas), frente al problema descrito a partir de la fricatización de
ísl > Isl y de /£/ > Izl, consiste, como se sabe, en el refuerzo de la distinción
secundaria basada en el punto de articulación de las parejas opuestas (orden
palatal / dental; i.e, apicoalveolar y dorsodental), para llegar, por último a la
oposición de dos unidades fonológicas: Isl: IQI.
Desde el punto de vista sincrónico, se han considerado con detenimiento
las diferencias y distancias estructurales entre las soluciones meridionales y
americanas (Isl = IQI) y las septentrionales y ejemplares peninsulares (Isl: IQI),
poniéndose de manifiesto, además, el carácter relacionado de, por un lado, la
reducción meridional, canaria y americana y, por otro, los cambios en marcha
en el orden palatal (/!/ : /y/) 6 . Lo que interesa destacar aquí es que, en la zona
meridional — sea cual sea la norma de pronunciación adoptada, incluida la de
distinción de Isl y IQI —, el orden palatal queda reducido a una sola pareja de
Arco Libros, Madrid, 1993; "Variación dialectal y sociocultural en la documentación indiana del
siglo XVI", RFE 72 (1992), 399-427; M. Ariza, "De la llamada revolución fonológica del Siglo de
Oro", in Sobre fonética histórica del español, Arco/Libros, Madrid, 1994, 223-257. Sobre la
geografía lingüística del fenómeno, cf. Navarro Tomás 1933; M. Alvar, "Modalidades fonéticas
cordobesas", in Estudios de Geografía Lingüística, Paraninfo, Madrid, 1991, 232-245; J.
McMenamin, "Geografía dialectal y sociolingüística: un ejemplo andaluz", NRFH 27/2 (1978),
276-296; Galeote 1987, 35-70 y 149-166; IB. Dalbor, "Observations on present-day seseo and
ceceo in Southern Spain", Hispania 63 (1980), 5-19.
5
Mondéjar, "La más antigua caracterización", 171-189. Cf. A. López, "Los reajustes
fonológicos del español a la luz de una teoría del cambio", Estudios Filológicos en homenaje a E.
de Bustos Tovar, H, Salamanca, 1993, 519-530.
6
CF. R. Trujillo, "Cuestiones de fonología diatópica: dentales y palatales en el ALEA y en el
ALEICan", in Philologica Hispaniensia. Homenaje a M. Alvar, I, Dialectología, Madrid, 1983,
609-621; J.A Moya, "Problemas fonológicos del orden palatal", Studia Luterana atque
Lingüistica N. Marín, J. Fernández Sevilla et P. González Oblata, Servicio de Publicacione
Universidad de Granada, 1988, 151-171, donde se analizan en profundidad los problemas
estructurales y se cita y se comenta la bibliografía más importante.
394
fonemas opuestos (/§/ y /y/), pasando la continua sorda estridente (s
etimológica confundida, como se señaló arriba, con la s) al orden dental
(donde, dadas las realizaciones, parece apropiado notar dicha unidad fonémica
como /9 S /):
/-q>
,-- e s
^
.^ h
P\
1
t
I
l \
k <f
b
d
x
y
g,
frente a la solución centroseptentrional y ejemplar peninsular, en la que la /s/
pertenece al orden palatal, como es notorio7:
f
/e
/s
x
b
^d
-y
Junto al modelo meridional confundidor, encontramos asimismo
soluciones conservadoras de la distinción entre /s/ : /9/; se trata, por un lado, de
localidades septentrionales andaluzas, cuya adscripción a las variedades
extremeñas, manchegas o murcianas es indudable, y en las que, por lo tanto, la
/s/ presenta realizaciones palatales (apicoalveolares)8; por otro lado, puede
manejarse un modelo de distinción con géneros de pronunciación no palatales
para la /s/ (dorsodentales; coronoalveolares, etc.). De este modo, la /s/
(continua, dental, estridente) se diferencia de la /9/ (continua, dental, mate) de
modo muy precario (y con el mantenimiento paralelo de la oposición entre /s7 y
/y/ basada, a la vez, en los rasgos de sonoridad o tensión y de interrupción,
como en el español ejemplar, frente a su diversificación meridional: /s7 : 1$ I y
/y/ :/y/) 9 :
h
y
Lo que, desde luego, conviene notar es la falta de consistencia
(seguramente parangonable con lo sucedido tiempo atrás en América)10, no
sólo ya en la realización normal de la unidad /9 S / (esto es, los cambios —o,
valdría mejor decir, correspondencias diasistemáticas— de s > 9 y 9 > s, en
7
Cf. E. Alarcos, Fonología española, Gredos, Madrid, 1968, 169-179.
Cf., porej., Alvar, "Modalidades cordobesas", supracit, 237-241.
9
Vid. Moya, "Problemas fonológicos del orden palatal", supracit., 155-160 etpassim..
10
Véase G. Guitarte, "Seseo y distinción s-z en América durante el siglo XIX", in Siete
ensayos sobre el español de América, UNAM, México, 1983, 107-125; cf. Caravedo 1992, 640642.
8
395
aparente variación libre, frente a las pautas regulares de seseo y ceceo), sino,
fundamentalmente, en el paso o alternancia inter e intraindividual de los
modelos de reducción (/s/ = /9/) a los de distinción (/s/ : /9/) y viceversa, en
áreas geográficas como la de la ciudad de Málaga, en las que, como se ha
dicho, los susodichos fonemas sibilantes medievales se redujeron
tempranamente a uno solo11. Así, por un lado: /9 S /, como en /pé9 s o/, /9 s apáto/,
/ta9 s a/ (peso, zapato, taza, tasa), con realización dorsodental estridente [peso,
sapáto, tasa] o dentointerdental mate [péGo, 9apáto, tá9a]; por otro lado, /8/ :
Isl, como en /peso/, /Gapáto/, /tasa/, /tá9a/ (peso, zapato, taza, tasa), con las
mismas realizaciones (continua sorda dorsodental estridente o dentointerdental
sorda mate). La diferencia, sin embargo, estriba en que, en el modelo de
distinción sui generis que se da en las áreas meridionales (en el que aparecen
sistemáticamente variantes dentales de lsí)u, las realizaciones están -como en
el español ejemplar peninsular- fijadas a los contextos canónicos (etimología),
como en [Gapáto], [peso], y/o distinguen de por sí pares mínimos, como en
[tasa], [tá9a], mientras que en el modelo de reducción o confusión dicha
fijación no existe o es sólo parcial13:
11
CE M. Alvar Ezquerra, Conquista, emigración, repoblación y habla, Discurso de
recepción en la Real Academia de Bellas Artes de San Telrno, Málaga, 1994.
12
De hecho, la oposición ñinciona y es reconocible sistemáticamente cuando se realiza con
variantes apicoalveolares o coronales planas (A. Quilis, Fonética acústica de la lengua española,
Gredos, Madrid, 1981, 229-239 y 255), mientras que hay datos acústicos patentes de que el
margen de seguridad entre /& interdental o dentointerdental y Isl dorsodental es muy precario
(dada la tendencia de ésta última a perder la estridencia que caracteriza a la Isl: "A medida que el
lugar de articulación va avanzando y se sitúa en la proximidad dental, la estridencia va
disminuyendo, dejando paso a la cualidad de mate, que se hace patente en el espectro de la [s]
predorsodentoalveolar [...] La característica mate lleva consigo una distribución más regular de
tas regiones de frecuencias, distribución que origina unos espectros semejantes a los de [9]"
(ibid, 236).
13
Cf Caravedo (1992, 544-646 y 650-654), donde se diferencia, a este propósito, entre la
distinción, la indistinción y la indistinción parcial. Las zonas funcionales (o espacios permisibles
de realización fónica) de las unidades (aquí Isl y IQÍ) admiten un campo, radio o espacio de
variabilidad, siempre que ésta no sobrepase los límites de los espacios limítrofes. Los fonemas se
distinguen de modo constante en la medida en que se fijan a determinados contextos léxicos
canónicos; en mucha menor medida en cuanto que pueden diferenciar significados lingüísticos
(pares mínimos). Los procesos de indistinción consisten en la invasión del campo funcional del
fonema opuesto, mediante el desajuste de la fijación contextual aludida (s y z; y/11; r/1, etc.).
Precisamente, el problema que presenta el estudio cuantitativo de la variación de /6V es el del
correcto tratamiento de las pautas de indistinción parcial; esto es, "una fase de parcialidad o
variabilidad distintiva en la que se mezclan o superponen los patrones y las zonas funcionales"
(p. 652). Vid. asimismo, R. Caravedo, Sociolingüística del español de Lima, Pontificia Univ.
Católica del Perú, Lima, 1990, 41-69; "Los espacios de variabilidad en fonología", Voz y Letra
2/1 (1991), 17-38. En cuanto al interesante trabajo (1992) sobre la conservación de restos de la
distinción s/Q en los Andes peruanos (sobre el que se volverá después), se dan algunas premisas y
circunstancias
específicas que singularizan el problema en relación con el mismo en Andalucía:
Io) la oposición constatada en Cajamarca y Cuzco se establece entre variantes apicoalveolares de
Isl e interdentales de IQÍ.frentea la situación andaluza, en la que se manejan por lo común (y
396
NORMAS
REDUCCIÓN
/e/ = /s/
DISTINCIÓN
/6/ : ¡si
/pé9so/
/peso/
/9apáto/
FIJACIÓN
CONTEXTUAL
/9sapáto/
PARES MÍNIMOS
/táGsa/
/tasa/: /táGa/
seseo: dental estridente
ceceo: dental mate
distinción: estridente / mate
[sj
[9]
/ 9 / : /s/
[peso]
[pé9o]
[peso]
[sapáto]
[Gapáto]
[9apáto]
[tasa]
[tá9a]
[tasa]
[táGa]
[tasa] / [táGa]
2.2. La aludida alternancia entre los modelos comentados (o indistinción
parcial entre /G/ y /s/) posiblemente deba atribuirse —frente a lo que ocurre en
otras zonas— a la «vigencia del patrón distinguidor como prestigioso en la
misma nación», como señala R. Caravedo (1992, 641). A dicha razón
responderían, de hecho, las frecuentes observaciones de los dialectólogos y
salvo en las zonas comentadas arriba) alófonos dorsodentales de /sí y dentointerdentales de /0/;
2°) la indistinción completa constatada por Caravedo para el español de la costa peruana (esto es,
un continuo de variación entre [s] y [8]), en el que abunda la realización interdental (y no sólo en
las clases bajas) no merece, según ella, ser objeto de análisis porque "no se puede establecer una
separación clara, tajante y recurrente entre los dos tipos articulatorios como ocurre en la
modalidad andina ..." (pág. 643); no obstante, en esa distinción se ejercitan muchos de los
hablantes cultos de Andalucía, sin por ello cambiar la articulación de la /sí ("Sin embargo -según
Trujillo, "Cuestiones de fonología diatópica", supra cit, 612-, no parece que fuera necesaria la
confusión de ambos fonemas por tal motivo [el adelantamiento de la s tras los cambios entre las
fricativas sibilantes medievales], ya que cabe una solución estridente / mate ([s] - [6]), no
hipotética sino real [...] El contraste estridente mate deja de ser redundante y asume la función
distintiva. Es así como existe un sistema -con gran probabilidad de transición- donde s / o6 se
oponen sobre las características fonológicas comunes de sordas fricativas dentales"); 3 ) se
consideran únicamente los casos de fijación contextual de z > 6 (frente a z > s), pero no
los de s > s (frente a s > 9), puesto que se parte de la base común americana de la generalización
de alófonos estridentes; tal es un requisito indispensable para hablar de indistinción total (seseo,
con fijaciones contextúales canónicas cercanas a cero); sin embargo, y dada la variación costeña
(por lo que parece, similar a la andaluza) podría ser de interés comprobar en qué medida no se da
dicha fijación.
397
sociolingüistas sobre el particular, en el sentido de que la proporción de
distinción captada en sus informantes confundidores o reductores (mayoritariamente ceceantes o seseantes) constituye el resultado de una elección
fuertemente condicionada por la formalidad de la situación (Alvar 1974, 19)14
y por la educación del hablante o su edad (Ávila 1994; Carbonero et alii 1992,
23-25; Moya y García Wiedemann, en prensa). En cuanto a los posibles
condicionamientos internos lingüísticos poco se sabe, de momento, aunque no
es descartable su influencia en el desarrollo de los cambios parciales de s > 9 y
de9>s15.
Existen pocos estudios cuantitativos sincrónicos sobre el problema de la
realización de /6 S /, así como sobre el más general de la alternancia inter e
intrapersonal de los modelos sociofonológicos de las sibilantes en el español
meridional. Tras el conocido trabajo de Navarro Tomás sobre la frontera del
andaluz (1933), Alvar (1973, 1974) y Llórente (1962) se ocuparon del
problema, al establecer áreas fonéticas interiores y al proponer interpretaciones
variadas de los datos del ALEA. Con posterioridad, se han realizado algunas
aproximaciones de interés, particularmente centradas en el ámbito urbano y, en
general, basadas metodológicamente —más o menos de cerca, más o menos
explícitamente— en los presupuestos del PILEI para el proyecto de estudio de
la norma culta del español general16. Se dispone, en consecuencia, de un mapa
sociolingüístico fragmentario, y con diferentes grados de profundidad, sobre la
citada parcela del sistema fonológico del español de Andalucía, que aclara, sin
embargo, algunos aspectos tenidos por oscuros anteriormente.
En Sevilla, P. Carbonero (1982, 1985) se ocupó tempranamente del
problema, en el marco de la determinación empiricoestadística de la norma
culta a partir de un conjunto de rasgos fónicos (aspiración y pérdida de -s en
final de sílaba y sus consecuencias en el entorno fonético; aspiración de otras
consonantes; reducción de /s/ = /9/ y realización seseante o ceceante; igualación de k¡ = IV; pérdida de Ixl o /l/ en final de palabra; variación entre [%] y
[h]), y los puntuó de acuerdo con su nivel o índice de aceptación (número
relativo de hablantes que utilizan la realización típica), su homogeneidad (la
uniformidad o falta de dispersión de las soluciones) y su seguridad (la
regularidad o falta de vacilación en el uso individual). La indistinción de s/9
14
"Pues de nada sirve que un universitario, en una lectura -y ante un explorador que para él
no dejaba de ser catedrático-, distinguiera de vez en cuando s y z, a la manera castellana, cuando
lo que realizaba siempre era el seseo".
15
Éste es, sin embargo, un problema diferente del que aquí concierne, y será objeto de
atención en otro sitio. Véase, más adelante, párr. 2.3.
16
Vid., por ej., J.M. Lope Blanch, Estudios sobre el español hablado en las principales
ciudades de América, UNAM, México, 1977, XV.
398
muestra, según los datos sevillanos, una aceptación en el nivel culto de 0.70
(homogeneidad: 0.40; seguridad: 0.67), frente a, por ejemplo, la -s final de
palabra (0.90, 0.81, 0.90), o la neutralización de r/1 (0.27, 0.45, 0.75); ello
sugiere una amplia difusión y la presencia de variación inter e intraindividual
de las normas de distinción y seseo, especialmente (1982, 146-150). En cuanto
a la oposición entre seseo y ceceo (1985, 78-82), se informa sobre la amplia
aceptación del seseo (nivel culto: 0.74; nivel medio: 0.86; nivel popular: 1;
índice general: 0.87), frente a la baja consideración del ceceo (culto y medio: 0;
popular: 0.19; índice general: 0.06).
Sawoff (1980) se basó en los datos del estudio del habla de Sevilla, así
como en los obtenidos por él mismo en una investigación anónima en la ciudad,
desarrollada a partir de un breve cuestionario previo (observación del cambio
de z etimológica > s, frente al mantenimiento de z etimológica > 9). Recogió
datos distinguiendo barrios, prestigio profesional (droguerías, tiendas de
ultramarinos y bancos) y sexos. En los 82 sujetos estudiados en los dos
primeros tipos de establecimientos, observó el cambio de z > s en el 0.66 de las
apariciones y el mantenimiento de z > 6 en el 0.34 restante, si bien resulta
metodológicamente imposible decidir, en el segundo caso, si [9] debe
interpretarse como un ejemplo del modelo de pronunciación ceceante, distinguidor o, incluso, de las pautas intermedias (seceo, ceseo)17. En los bancos, por el
contrario, los resultados fueron, respectivamente, 0.54 y 0.41 para z > s y z > 9
, a los que se añade el 0.04 de z > 9 S . La consideración de las diferencias
geográficas urbanas (centro, periferia) y genéricas, muestra el aumento de la
pronunciación fricativa mate [9] de la z etimológica en la periferia (en
contraste con el centro urbano: 0.37 frente a 0.25) y, muy notablemente, de los
hombres, frente a las mujeres (0.36 / 0.00 en la periferia y 0.50 / 0.22 en el
centro), para el caso de los sujetos de las droguerías y de los ultramarinos. En
los bancos, los porcentajes se acercaron más (centro: 0.41 / periferia: 0.44),
aunque es indudable que parte del aumento de [9] deba atribuirse al
seguimiento —irregular o dependiente del contexto— del modelo ejemplar de
distinción, frente al grupo anterior en el que, según Sawoff (1980, 245-246), la
interpretación va más en el sentido de ceceo de origen rural.
Con respecto a las diferencias de edad, Sawoff observó una notable
tendencia de las generaciones intermedias (30-50 años), más consolidadas
social y profesionalmente que las demás, al uso de la distinción española
ejemplar18 (0.47 y 0.33 de z > s, respectivamente, para los sujetos entre 30-40
17
Sawoff 1980, 242-244. Véase, más adelante, párr. 2.5 y 3.
Spañish Standard Distinction (SSD). Conviene recordar que se trata de una importante
suposición basada en las diferencias de prestigio profesional, en el origen (rural, urbano) y en la
18
399
y 40-50 años), mientras que los más jóvenes (20-30 años) y los mayores (5060 años) alcanzaban porcentajes elevados de seseo (0.67 y 0.62).
En Jerez, Carbonero y sus colaboradores (1992, 18 y 23-25) señalan
índices de aceptación19 del 0.09 para el mantenimiento de la distinción de ¡si y I
01, 0.44 para el seseo y 0.47 para el ceceo (indistinción: 0.91). Estos índices de
distinción de ¡si : ¡Q¡ se distribuyen de una manera homogénea y con valores
muy bajos a lo largo de todas las categorías: 0.17, 0.05, 0.05 para la Ia, IIa y IIIa
generación, respectivamente; del mismo modo, para los diferentes niveles
educativos: 0.12 en el nivel culto, 0.15 en el medio y 0.00 en el popular. Algo
más notables son las diferencias genéricas: 0.14 para los hombres y 0.04 para
las mujeres. El seseo (9 > s) se muestra como un rasgo relacionado con los
grados superiores de instrucción formal (0.76 de 6 > s en el llamado nivel
culto, frente al 0.12 de s > 9 o ceceo) y con las generaciones intermedias (0.58,
frente a 0.37). Entre los jóvenes, desciende el seseo (0.33), mientras que el
ceceo tiende a limitarse en beneficio de la distinción (0.50 y 0.17). Los
mayores, entre los cuales es el ceceo el rasgo más empleado (0.53), alcanzan
cifras intermedias de seseo (0.42). Por último, las mujeres reafirman la
conocida tendencia al seseo (0.49), frente a los hombres (0.40), aunque, debido
a sus bajos índices de distinción, igualan a los hombres en el índice de ceceo
(0.47 frente a 0.46).
Los bajos índices generales de mantenimiento de ¡si y /9/ en Jerez, y su
relativa subida entre los individuos de la Ia generación, hacen pensar en que «la
distinción s y z estuviera adquirida —aunque de manera no intensa— por los
individuos más jóvenes de la población» (ibid., 24). Por otra parte, tampoco se
encuentran indicios de que la oposición de ¡si : /9/ tenga especial prestigio en
Jerez; la confusión ¡si = Ñ¡ obtiene un índice de aceptación general de 0.91,
mientras que el índice de aceptación de la distinción de ambos fonemas en el
nivel culto sólo alcanza el 0.12, incluso menor que el correspondiente a los
hablantes del nivel medio, «el cual parece ser el más sensible a la hipercosituación geográfica urbana de los hablantes (centro y periferia). Según ésta, la [6] de, v. gr.
[tranferenSia] (< z etimológica), podría interpretarse como SSD entre los sujetos de clase media y
urbanos (Le, proclives a realizar [s], por ej., en [mesa]), mientras que la misma solución podría
ser caso de ceceo entre hablantes rurales, periféricos en la ciudad y de clase trabajadora [tranferén
6ia, rnéGa]. Cf. Sawoff 1980, 242-243 y 248 y ss.
19
Esto es, "el grado de aparición de cada rasgo fonético dialectal en relación con el total de
contextos posibles. Es decir, el índice 1 significa que el fenómeno se ha observado en todos los
casos analizados. Por el contrario, el índice 0 representaría que el fenómeno no aparece en
ninguna ocasión. Por tanto, cualquier cifra entre el 0 y el 1 indica en qué medida los hablantes
prefieren, en su uso, el rasgo dialectal frente a lo que sería la realización castellana. Para obtener
tales índices, a los rasgos de cada informante se les ha dado una puntuación de forma individual y
después se ha obtenido la media para cada uno de los grupos sociolingüísticos considerados"
(Carbonero eí alü 1992, 18, cf asimismo 18-21).
400
rrección de distinguir s y z, al tener el menor índice [de confusión] de los tres
grupos» (ibid., 24).
En Granada, F. Salvador (1980) intentó obtener los «índices de
utilización del seseo, ceceo y distinción en cada uno de los informantes y sacar
el porcentaje medio de la muestra recogida en cada uno de los barrios a los que
pertenecían» (ibid., 29). Para ello entrevistó a individuos de ambos sexos de los
once barrios (de un total de dieciocho) «más característicos para una investigación lingüística» (ibid., 26 y plano 2). Los sujetos se clasificaron según cuatro
niveles educativos y cinco generacionales (N = 363)20.
Los resultados de la comparación entre los barrios van en la línea de lo
observado por Sawoff en Sevilla. Los barrios tradicionales resultaron ser
confundidores de /s/ y /9/, tendiendo los de población mediobaja y trabajadora
al seseo con considerables proporciones de ceceo (v. gr., Albaicín: 0.79 y 0.17;
Cartuja: 0.44 y 0.30), y los de media y medioalta asimismo al seseo con bajos
índices de ceceo (Magdalena: 0.60 y 0.03; Camino de Ronda: 0.50 y 0.03). Los
barrios caracterizados por la fuerte inmigración y, por tanto, por las tendencias
niveladoras, alcanzaron índices elevados de mantenimiento de la distinción de
/s/ : /8/ (Zaidín: 0.11 y 0.07 de seseo y ceceo, frente a 0.81 de distinción; La
Chana: 0.40 y 0.07, frente a 0.53).
En cuanto a las diferencias educativas y generacionales, se observó una
fuerte tendencia al mantenimiento de la distinción entre los jóvenes, junto con
—dada la estratificación social propia de los barrios— la mejor consideración
social del seseo y de la distinción, frente al ceceo. La influencia, según
Salvador (1980, 32) de «la norma culta castellana que hoy puede ser
contrastada con facilidad a través de algunos medios de comunicación
(televisión, radio, etc.), unido al hecho de que gran parte de la provincia es
distinguidora, han convertido algo que antes era una excepción [la distinción de
s y z], en la tendencia mayoritaria respecto a estos determinados usos de
pronunciación. No obstante, el seseo, en algunos barrios de la ciudad, sigue
siendo la articulación normal de sus hablantes, mientras que el ceceo se bate en
franca retirada». Los porcentajes medios para el conjunto de la ciudad,
extraídos de los índices medios de cada barrio, son de 0.41 de seseo, 0.48 de
distinción y 0.11 de ceceo.
En Córdoba, Uruburu (1990) estudió el seseo (G > s), para comprobar,
entre otras cosas, el condicionamiento social de la variación de este fenómeno,
patrimonial en la ciudad, pero alterado por diversos motivos, «entre ellos, la
20
Complementariamente, se realizó un sondeo a los empleados del hospital universitario
(N := 25; H = 12 y M = 13), "con la idea de que los datos de la misma pudieran ser contrastados
con el resto ..." {ibid., 32).
401
inmigración de personas procedentes del norte de la provincia, en la que se
distingue generalmente entre ciceante de /9/ y siseante de /s/, o de otras zonas
de España, y el influjo del aparato de la enseñanza, [que] han producido
distinción de ciceantes de /9/ en distintos porcentajes» (ibid., 125). Centró su
atención en veinte informantes, jóvenes estudiantes de enseñanza secundaria y
preuniversitaria (H = 10; M = 10), que produjeron, en total, 2392 ocurrencias
de /9/ en estilo casual y formal (ibid., 126).
Las proporciones totales fueron muy ajustadas: 0.51 de seseo (9 > s),
frente a 0.49 de distinción (/9/ > [9]), si bien las diferencias genéricas resultan
importantes: los hombres alcanzaron el 0.72 de seseo (0.28 de [9]), mientras
que las mujeres obtuvieron sólo el 0.27 (0.73 de [9]). Los sujetos nacidos en
Córdoba y cuyos padres nacieron también en la ciudad (ocho en total) subieron
el porcentaje de seseo (59.31), hecho debido a la fuerte subida de los cuatro
hombres (89.19 %), frente a las cuatro mujeres, que se mantuvieron en la
media general femenina (28.62 %).
El seseo parece ser, entonces, en Córdoba un rasgo no excesivamente
prestigioso en el segmento poblacional estudiado (a falta de investigaciones
más generales), habida cuenta de la relación negativa entre este cambio y el
número de años de estudios de los padres de los informantes (ibid., 127-128),
así como la disminución de la frecuencia del fenómeno observada en el estilo
más formal (ibid., 129)21.
Recientemente, Caravedo (1992, 642-643) ha estudiado la pervivencia de
posibles restos de la distinción / s / : /0/ en los Andes peruanos. En dicha zona se
encuentran alófonos apicoalveolares estridentes e interdentales mates, como en
el español centroseptentrional de la Península Ibérica. La cuestión está en
comprobar si su distribución es aleatoria o si se produce alguna especialización
alofónica que pudiera hacer pensar en el mantenimiento parcial de la distinción
fonológica de /s/: /9/ en una zona aislada unilingüe (Cajamarca) y otra bilingüe
(Cuzco).
Los datos provienen de once informantes; los de Cajamarca (3) son
sujetos de escasa instrucción formal, de origen rural y de profesión agrícola; los
de Cuzco, por el contrario, se dividen en dos grupos; el primero (2), similar al
de Cajamarca en su instrucción, es bilingüe, con el quechua como primera
lengua, y el segundo (5), de clase media e instrucción superior, también es
21
A ello puede añadirse el dato complementario del comportamiento femenino ante una
variable como ésta (un cambio prestigioso o consciente). Dicho comportamiento se ha descrito en
muy diversas situaciones como favorecedor de las formas ejemplares o de prestigio global. Cf W.
Labov, "The intersection of sex and social class in the course of linguistic change", Langiiage
Variation and Change 2 (1990), 205-254; H. López Morales, "Style variation, sex and linguistic
conciousness", in F. Moreno (ed.), Socioltnguistícs and stylistic variation, LynX, 3, 1992, Univ.
de Valencia - Univ. of Minnesota, Valencia, 1992, 43-54.
402
bilingüe, aunque el quechua es segunda lengua (ibid., 644)22. Se trata de
controlar, naturalmente, la influencia del bilingüismo en el fenómeno estudiado,
así como de descartar (o de confirmar) la influencia de la educación formal en
las coincidencias entre la realización y la etimología o la grafía de s y z.
Se contabilizaron las realizaciones de /9/ > [9] y 101 > [s]
(complementariamente las de /s/ > [s, 9], aun reconociendo que la realización
interdental de /s/ es muy poco frecuente). El cómputo se hizo individualmente,
pues «como se trata de explorar la existencia de la oposición o de la dualidad
articulatoria, ésta sólo puede observarse de modo adecuado si va referida a
cada individuo por separado, pues una contabilización general de las
ocurrencias impediría percibir el doble valor de la sibilancia» (ibid., 645). Los
resultados (págs. 646-649) muestran la esperada fijación de [9] en el contexto
canónico (46 %, 38 %, 48 % para los tres informantes de Cajamarca, con
porcentajes insignificantes de /s/ > [9]). Los hablantes cuzqueños del grupo
iletrado (bilingües, con el quecua como primera lengua) bajan los porcentajes
de fijación de [9] en el contexto canónico (28.2 % y 27.7 %), mientras que, de
los cinco informantes del grupo de clase media (bilingües, con el español como
primera lengua), tres alcanzan porcentajes superiores incluso al grupo
unilingüe de Cajamarca (61.1 %, 68.7 % y 61.7 %).
Parece claro que la posible conservación de restos de /s/ : /O/ no es un
fenómeno relacionado con el bilingüismo. Tampoco está conectado con el
conocimiento de la ortografía y la influencia de la escuela; el comportamiento
general de los grupos estudiados así lo prueba; además, la lectura de textos por
parte de los informantes de Caravedo produjo los resultados contrarios: la
fijación de [9] fue menor que en los textos orales espontáneos (ibid., 649).
La situación andina23 muestra «las características de un proceso de
desajuste contextual de las sibilantes distintivas, que puede ser significativo si
se lo conecta con el problema de la evolución de las sibilantes en español, con
la cuestión sincrónica de coexistencia de dos sistemas de oposiciones con
distinto grado de variabilidad en la misma lengua, y con las características
extensivas e intensivas de la variabilidad de las llamadas zonas seseantes»
(ibid., 649). Se trata de una situación intermedia entre la total indistinción y
distinción caracterizada, en este caso, por el paso gradual de variantes de /9/ al
espacio o campo de dispersión de /s/ (ibid., 652), que contrasta con la situación
americana general y con la costeña peruana en particular,
donde la
-- El undécimo informante proviene de la zona central andina (Cerro de Pasco).
25
Que convendría, como señala la propia Caravedo, estudiar con mayor detalle. El sujeto del
Cerro de Pasco entrevistado complementariamente produjo los siguientes resultados (pá«. 649): 9
>6(69.5%)yG>s(30.4%).
403
intersección de /s/ y /6/ corresponde ya a la de una total fusión entre las dos
unidades, con diferentes variantes dialectales y con diferentes grados de
aparición24. La indistinción parcial andina se apoya en dos factores
esencialmente: Io) el mantenimiento variable de la /8/ en los contextos
canónicos de distinción (veces, bautizo); 2o) la marcada diferencia entre la
sibilante apical [s] y la interdental [9] en un mismo hablante (ibid., 653)25.
2.3. En Málaga, Ávila (1994) ha estudiado una red social de hablantes del
barrio de Capuchinos en la zona norte del centro de la ciudad (N = 30; H = 12;
M = 18). El grupo es heterogéneo desde el punto de vista educativo y
generacional, si bien todos los sujetos son de clase trabajadora o media baja.
En una primera aproximación a los fenómenos de ceceo y seseo, Avila
contabilizó los trueques de sibilantes (s > 6 y 8 > s), frente a los casos de
conservación o mantenimiento de su identidad funcional respectiva (s > s y 8 >
8). Del mismo modo, estableció los rudimentos del cómputo de la distinción (s
> s + 0 > 8), frente a la indistinción ([s > 8] + [8 > s]).
Los resultados, para un total de 4711 ocurrencias de /s/ y /8/, obtenidas en
conversaciones dirigidas y/o en registros inadvertidos con variación estilística
temática y conversacional estructural, fueron los siguientes: 0.25 de trueque de
s > 8 (ceceo), frente a 0.75 de mantenimiento de /s/ como [s]; 0.31 de trueque
de 9 > s (seseo), frente al 0.69 de mantenimiento de /9/ como [9]; 0.70 de
distinción, frente a 0.30 de indistinción26. El seseo resultó un fenómeno
24
Galeote (1988, 22-70), en su detallada investigación en el Treviño malagueño-granadinocordobés de Iznájar, Villanueva de Tapia y Venta de Santa Bárbara, extrajo datos de 75
informantes de ambos sexos, divididos en cinco generaciones y separados
asimismo por su
dedicación a labores agrícolas o urbanas. Sus resultados se centran en: l c ) el establecimiento de
las áreas geográficas de seseo, ceceo y distinción de /sí : /6/ y sus pautas de realización
correspondientes; 2°) lafijaciónde las pautas de seseo con [ s ] coronal, seseo con [s] predorsal y
su distribución geográfica y variación sociolingüística en la citada zona de transición; 3°) la
determinación de los grados de polimorfismo en la realización de ísl y í& y su relación con las
diferencias generacionales y genéricas.
25
"No es concebible, pues, que en este estadio de indiferenciación total, los hablantes
conserven dos tipos articulatorios tan definidos como la apical frente a la interdental, distribuidos
además en proporciones significativas de acuerdo con sus contextos originarios" (Caravedo 1992,
654). La cuestión es si se aplica asimismo la proposición contraria; esto es, si es posible la
distinción Isí: i'QI mediante alófonos, respectivamente, estridentes y mates, pero todos dentales.
Cf., más arriba, la nota 13.
26
Los resultados varían al incluir los estilos gráficos obtenidos por medio de pruebas
específicas;
número total de ocurrencias de /sí y ÍQÍ = 6396: trueque de /6/ > s = 0.23; trueque de
/si > 0 u= 0.23. La variación genérica produjo los siguientes resultados: 0.12 frente a 0.33,
respectivamente, para hombres y mujeres en el seseo, y 0.42 frente a 0.10 en el ceceo. Como se
ve, al introducir los estilos gráficos, descendió el porcentaje de ambos cambios, si bien fue
superior el descenso del seseo. En cuanto a las diferencias genéricas, bajó considerablemente el
trueque de 0 > s en las mujeres (en beneficio de la distinción), y subió algo en los hombres (en
perjuicio del ceceo): el cambio de s > 6 bajó en los hombres, paralelamente a la subida del seseo
404
claramente femenino (el 0.50 de las z etimológicas se convirtió en [s], frente al
0.11 en el caso de los hombres), mientras que el ceceo se inclinaba del lado de
los hombres (0.45 de s > 6, frente a 0.11 para las mujeres). Se constató
asimismo la relación positiva entre el nivel de instrucción formal y los
porcentajes de distinción, muy elevados, si los comparamos con los comentados
arriba para otras ciudades (0.52, 0.67, 0.70 y 0.91, respectivamente, para los
sujetos sin titulación, con estudios primarios, medios y universitarios)27 y la
relación negativa entre la edad y la frecuencia de mantenimiento de /s/ y ¡Q¡
(0.92, 0.76, 0.72 y 0.54, respectivamente, para los hablantes de la Ia, IIa, IIIa y
IVa generación). Por el contrario, no se constataron diferencias significativas en
la relación entre los trueques de sibilantes y las desigualdades y diferencias
sociales distintas del género.
Los resultados del análisis probabilístico de los mismos datos, a partir del
modelo multinomial objeto del presente trabajo (y basado, como en el caso del
estudio de Caravedo, en el comportamiento individual), no indicaron
contradicciones importantes con respecto a la variación de las frecuencias
observadas, pero redujeron notablemente, desde el punto de vista de la
interpretación, la importancia de la distinción de ¡si : /9/ en la comunidad local
estudiada y, consecuentemente, corrigieron la de la indistinción, sea seseante o
ceceante. La probabilidad media de distinción es de .47 (frente al 0.69 de s > s
+ 9 > 0 arriba consignado); la de seseo es de .35 (frente al 0.31 de 6 > s) y la
de ceceo es de .26 (frente al 0.25 de s > 9). La variación sociolingüística ofrece
los siguientes datos: se confirma la bipolarización genérica para el seseo
(hombres, probabilidad media: .15; mujeres: .49) y para el ceceo (hombres,
probabilidad media: .49; mujeres: .11); la estratificación educacional y las
distinciones generacionales presentan diferencias significativas en lo
concerniente a la probabilidad de distinción (correspondientemente,
indistinción), pero no en lo tocante al seseo o al ceceo: probabilidad media de
distinción de .19, .50, .70, respectivamente, para los individuos con menos de
siete años de estudios, entre siete y catorce, y más de catorce, y de .55, .45, .18,
para los individuos de edades entre los 20-34, 35-55 y más de 55,
respectivamente28.
comentada arriba, y se mantuvo
entre las mujeres. Los datos generales indicados excluyen las
realizaciones intermedias (6S, se), cuya frecuencia es muy bajá: 0.01 (< s) y 0.03 (< 6).
27
La estratificación por clases sociales (construidas como una variable de status a partir de la
educación, la profesión y la renta) ofreció un contraste entre el 0.64 para la clase trabajadora y
trabajadora baja (0-5 en una escala de 0-9) y 0.85 para la clase media baja (6-8 en la misma
escala).
28
Véase asimismo Villena y Requena 1994.
405
2.4. En el análisis de regresión logística realizado con Goldvarb 2.029 del
cambio de s etimológica > [9] resultaron significativos los grupos de factores
siguientes y por el siguiente orden: sexo, edad, clase social, estilo. Las
diferencias debidas al entorno lingüístico (presencia de [s] o [8] en la palabra)
no son significativas y las pequeñas fluctuaciones observadas se deben al azar
(frente al caso del cambio G > s). La probabilidad input (Po = .166) es baja,
dado que el valor de aplicación considerado es únicamente s > 9, tomándose
como valor de no aplicación los casos de s > s, muy abundantes. La
probabilidad media de ceceo (P(c)) en el modelo probabilístico basado en
multinomiales asciende, por efecto de la corrección inherente al mismo, a P =
.259.
Sexo
H: .79
Estilo
Oral: .54
Edad
IVa: .77
[
Clase social
(0-5): .54
TABLA n° 1. Análisis Goldvarb de s > 6 en Málaga. Datos del Barrio de
Capuchinos. N = 30; n° de ocurrencias de /s/ = 4072; Estilo: oral / gráfico;
clase social (0-9, profesión, educación y renta). P0: .166.
En el análisis efectuado sobre el cambio de z etimológica > [s], para un
total de 2324 ocurrencias de /9/, resultaron significativos los siguientes grupos
de factores y en el siguiente orden: sexo, edad, clase social, estilo y entorno
lingüístico30. Las diferencias debidas a la presencia de /s/ o /9/ en la palabra
constituyen una variable condicionante de la variación z > s. La s- precedente
[sáu9e] (.74) o -s siguente [9esár] (.73) son los entornos más favorables; a
continuación la 9- precedente [9eré9a]; el resto tiene efecto negativo (ausencia
de /s/ o /9/, /9/ siguiente, palatales, etc.). Como se ve, la tendencia es, cuando
aparece, hacia la igualación de /s/ en la palabra: [sáuse], [sesár]; si hay /9/
precedente, entonces se tiende a la disimilación: [Gerésa]. La probabilidad
input (.163) es, como en el caso anterior, baja, dado que el valor de aplicación
considerado es únicamente 9 > s, tomándose como valor de no aplicación los
casos de 9 > 9. La probabilidad media de seseo (P(s)) en el modelo
29
Vid D. Sankoff y D. Rand, Goldvarb. Versión 2.0. A Variable Rule Application for the
Macintosh ', Centre de Recherches Mathématiques, Université de Montréal, 1990.
30
Los resultados del análisis de los datos extraídos de los estilos orales exclusivamente (1280
apariciones de z etimológica) produjeron la selección, como grupos de factores significativos en la
explicación de la variación de z > s, de los entornos fónicos previos y posteriores en la palabra y
en las palabras adyacentes, de entre un total de grupos de factores internos, sociales y estilísticos
de veintiocho (P0 = .234; mujer .72; estudios medios .70, sin estudios .67; entorno: palabra -s .64,
0- .65, -s .64; secuencia: s- .66; s/9- .66, -6 .51). Por lo que se refiere al proceso de s > 6, el
análisis de 3387 tokens con s etimológica produjo
los resultados siguientes, a partir del mismo
esquema de partida: Pp = .147; hombre .90; Ia generación .85, IIIa .62; sin educación .67,
primaria, media .51; estilo informal .53; entorno s/9- .69, s- .57.
406
probabilístico basado en multinomiales asciende a P = .3473. La probabilidad
de mantenimiento (s > s y z > 9) se obtiene en los dos análisis como 1 -PQ
(siendo 1 equivalente a la Po resultante en cada uno de los análisis de los
trueques de s > 9 y de z > s), resultando, entonces, muy elevada (.834 y .837,
respectivamente). Sin embargo, la probabilidad de distinción de /s/ : /9/ en el
modelo probabilístico multinomial es de .4654.
Sexo
Entorno lingüístico
M: .66
s-: .74
-s: .73
9-: .60
Estilo
Edad
Oral: .61
IVa: .60
IIa: .59
Clase
Social
(0-5): .60
Tabla n° 2. Análisis Goldvarb de z > s en Málaga. Datos del Barrio de
Capuchinos. N = 30; n° de ocurrencias de ÍQÍ = 2324; Entorno lingüístico: sprecedente, -s previa, 9- previa en la misma palabra; Estilo: oral / gráfico;
clase social (0-9, profesión, educación y renta). Po: .163.
2.5. Lo que todos estos estudios -salvo el de Ávila- tienen en común es la
consideración parcial (trueques) del conjunto de los fenómenos, como
procedimiento para realizar los cómputos de seseo (9 > s) y de ceceo (s > 9),
así como la omisión o el desconocimiento del cortocircuito señalado por Sawoff
(9 > 9 como distinción o como ceceo y s > s como distinción o como seseo). El
establecimiento de los medios para solucionar este problema es el objetivo de
este trabajo.
La cuestión radica básicamente en la adopción de una actitud
razonablemente realista al considerar las pautas individuales de realización de /
Gs/, más allá del mero recuento de la frecuencia de los trueques o del
mantenimiento de /s/ y /9/. Los modelos de representación de las pautas de
seseo o de ceceo han de incluir no sólo los trueques correspondientes (9 > s; s >
9), sino asimismo la estimación del porcentaje de casos de realización de /s/
como [s] y de /9/ como [9] que han de sumarse a dichos trueques en el cálculo
de la probabilidad seseante o ceceante. Tal estimación depende únicamente de
la relación entre la etimología (esto es, la realización en los contextos
canónicos) y la realización efectiva, así como de la unidad de comportamiento
lingüístico que constituye el individuo.
La diferencia entre un modelo frecuencial —basado en las proporciones
de los trueques entre /s/ y /9/ en relación con el total, y en la suma de los
aciertos o realizaciones de /s/ y /9/ en sus contextos canónicos— y un modelo
estocástico individual o idiolectal debería ser captada intuitivamente, al
407
comparar los datos de manera conjunta, tal y como se hace en la tabla n° 3. En
ella se han seleccionado sujetos seseantes (M.C.) y ceceantes (A.T.); sujetos
con porcentajes intermedios (C.O. y L.A.), y sujetos con porcentajes muy bajos
o inexistentes de seseo y ceceo (A.R.), todos ellos del grupo de individuos
estudiados por Ávila (1994). En todos los casos, las diferencias entre el modelo
frecuencial y el probabilístico son evidentes. Ahora bien, si de la pauta
individual se pasa a los promedios, la diferencia entre el manejo de los datos
frecuenciales brutos y los procedentes de la estimación probabilística son
claros únicamente en el caso de la distinción / indistinción (70.4 %, frente a
.47, ± .35). En lo tocante al seseo / ceceo, sin embargo, dada la dispersión
existente debida a la bipolarización genérica del comportamiento con respecto
a esta variable (probabilidad media de ceceo = .26 ± .35; probabilidad media
de seseo = .35 ± .39), las diferencias individuales mostradas por el modelo
probabilístico se difuminan. En sí mismas demuestran, a la vez, la raíz de la
poca transparencia de las probabilidades medias empleadas con finalidad
comparativa. Éstas no se presentan ni siquiera claras en los grupos de hablantes
en los que las frecuencias de trueques son más altas.
Pseseo
z > s (%)
Pceceo s > 6 (%)
Pdistin s > s
z > 9 (%)
.35
31.5
.26
Prob
25.5
.47
70.4
media
H: .09
H:05.0
H: .85
Pmedia
H: 85.1
M: .73
M: 72.3
M: .14
sin
M: 12.1
. estudios
H:.17
H: .72
Pmedia
H: 8.2
H:73.1
M: .50
M:59.3
M: .09
S.E. y
M: 16.6
Primarios
.98
30 MC
39.0
.00
00.0
.22
61.0
3 AT
.00
00.0
.74
44.0
.12
56.0
13 CO
06.0
.64
.11
26.0
.34
67.0
8 AR
.02
01.0
.21
07.0
.83
91.0
21 LA
.44
13.0
.45
.11
08.0
80.0
TABLA n° 3. Frecuencias y probabilidades individuales de seseo, ceceo y
distinción comparadas con Ls probabilidades medias y las frecuencias
totales. Datos de Capuchinos (Málaga).
2.6. La comparación de los datos disponibles es difícil, dada la heterogeneidad
de los procedimientos empleados en los distintos estudios, así como la falta, a
veces, de la necesaria exposición explícita de los cálculos efectuados. En todo
408
caso, lo único que se pretende aquí es ofrecer una imagen orientativa de la
situación. En las tablas siguientes, se han separado los resultados en función de
si se han efectuado cálculos individuales de seseo, ceceo y distinción, a los que
con posterioridad se les han calculado porcentajes o índices medios, o, por el
contrario, si se ha trabajado directamente con las frecuencias de las realizaciones de los sonidos.
Hay asimismo una diferencia importante. En la primera (tabla n° 4), se
consideran las proporciones e índices sobre el total (s + z etimológicas), de
modo que seseo + ceceo + distinción = 1. En la segunda (tabla n° 5), por el
contrario, se consideran separadamente los cambios z > s y s > 0, de modo que
las proporciones se dan sobre los parciales de z etimológica y s etimológica
(cf., más adelante, párr. 4).
En la tabla n° 4 se incluyen los índices porcentuales medios (Salvador
1980) y los índices de aceptación (Carbonero), calculados individualmente, con
expresión final de promedios:
SEVILLA
JEREZ
GRANADA
SESEO
CECEO
0.87
0.44
0.42
0.06
0.47
0.11
DISTINCIÓN
0.07
0.09
0.47
TABLA n° 4. índices porcentuales de seseo, ceceo y distinción de s/0 en el
español andaluz. Fuente: Sevilla (Carbonero 1982, 1985); Jerez (Carbonero
et alii 1992); Granada (Salvador 1980).
En la tabla n° 5 se han agrupado con fines comparativos los datos
ofrecidos en aquellos estudios en los que se han calculado las frecuencias
relativas de los cambios de s > 8 y de 9 > s (junto con los mantenimientos
correspondientes), de modo que aquéllas deben ser interpretadas,
respectivamente, en relación al total de casos de s y de z etimológicas.
409
2 etimológica
s etimológica
[s]
[s]
[6]
0.34
0.45
0.49
-
-
**
0.66
0.54
0.51
-
-
C ajamare a
0.53
0.46
0.90
Cuzco
0.28
0.38
0.72
0.62
-
Capuchinos
(Málaga)
0.31
0.35
0.69
0.47
0.75
0.47
Realización
*
Sevilla
Córdoba
[6]
0.10
0.25
0.26
TABLA n° 5. Porcentajes de las realizaciones de /9s/ en función de su origen
etimológico. Fuente: Sevilla (Sawoff 1980); Córdoba (Uruburu 1990);
Cajamarca y Cuzco (Caravedo 1992); Málaga (Ávila 1994).
La primera fila corresponde a las respuestas de los hablantes de menor prestigio profesional; la segunda
a los de mayor prestigio.
**
La muestra considerada es de 20 individuos (< 29 años)
***
Datos frecuenciales individuales (clase popular, escasa cultura, primera generación).
****
Id. (en la fila de arriba, datos de un hablante de clase popular y primera generación; en la de abajo,
hablante de clase media).
Porcentajes totales en la fila de arriba; en la de abajo, probabilidades medias.
3. VARIABLES
El estudio de la variación del fonema /9 S / (<s, z, s, z) en una comunidad
como la malagueña es ciertamente difícil, ya que en ella coexisten como
normas ideales las del ceceo, seseo y distinción, presentándose en los
individuos de un modo bastante irregular y alternando en su utilización unas y
otras de una manera aparentemente aleatoria.
Las realizaciones consideradas aquí son:
s > [s]
s > [9]
z > [s]
z > [9],
410
y los datos que se utilizarán para el desarrollo de este modelo (y los únicos
observables en relación con el objetivo planteado) son las frecuencias absolutas
de estas distintas realizaciones en cada individuo.
Generalmente, este recuento de frecuencias ha constituido el
procedimiento normal para la estimación del grado de ceceo y seseo frente a
distinción o mantenimiento, tal y como se ha analizado arriba (párr. 2). Sin
embargo, este mero recuento presenta un defecto estructural fundamental, al
considerarse el problema desde el punto de vista de la norma de pronunciación:
cuando una persona sesea, tiende a convertir la [0] etimológica en [s], pero
también realiza la |s| etimológica como [s], y en este último caso no porque la
sitúe en su espacio funcional canónico, distinguiendo, sino debido a que, por su
norma, tiende a transformar en
[s] todas sus realizaciones. Este
comportamiento, que también se registra para la |9| etimológica con el ceceo,
no es tomado en cuenta por el modelo basado en los recuentos, restándole así
exactitud desde un punto de vista estadístico (Sawoff, 1980, 242-243).
El enfoque que parece más adecuado es aquel en el que se considera que
seseo, ceceo y distinción son normas ideales a las que el hablante tiende, pero
que, en realidad, mezcla de una manera aleatoria y desordenada en ciertas
proporciones en un continuo s
0 (Carbonero 1982; Sawoff 1980; Villena y
Requena 1994), con aproximaciones relativas a los polos.
Estos hechos obligan a buscar un modelo probabilístico que permita, a
partir de las frecuencias observadas, localizar a cada individuo, de una manera
efectiva, en ese continuo s
0.
Para poder llevar a cabo el estudio que se presenta en este trabajo, hay
que hacer varias suposiciones:
I a ) La pauta de pronunciación de /0 S / es independiente del
entorno lingüístico en el que se estudia cada realización.
2a) Cada realización es independiente de las restantes, y sólo
depende de la pauta de conducta del hablante.
Estas dos suposiciones permitirán establecer un sistema para identificar al
hablante desde el punto de vista de su comportamiento lingüístico,
independientemente del entorno de los elementos que componen la muestra
analizada (suposición I a ); en dicho sistema cada elemento de la muestra será
independiente de los demás elementos (suposición 2a). Esta última condición
permite construir un modelo multinomial, cuyos resultados han de ser
uniformemente aplicables en cualquier momento de la conversación, con
independencia del contexto lingüístico.
La concepción primera que permite llevar a cabo la identificación del
individuo, desde el punto de vista de la pronunciación de /0 S /, es que cada uno
mezcla de manera arbitraria los tres modelos ideales de seseo, ceceo y
411
distinción en unas ciertas proporciones aproximadamente constantes. La
pregunta crucial es ¿cuáles son estas proporciones?
4. CONSTRUCCIÓN DE LOS MODELOS
4.1. Modelo de Ceceo-Seseo.
El primer paso del desarrollo consiste en especificar de manera explícita y
funcional qué se entiende por norma ideal de seseo, ceceo y distinción:
- Un seseante prototípico se supone una persona que únicamente lleva
a cabo las realizaciones s > [s] y z > [s], lo cual se podría expresar
mediante probabilidades condicionadas de la realización frente a la
etimología, como:
Realización | etimología] Realización
Etimología
[s]
[61
1
s
0
z
1
0
Un ceceante prototípico, por el contrario, se supone que sólo llevará
a cabo realizaciones z > [9] y s > [8], con lo que sus
probabilidades condicionadas son:
P[ Realización | etimología] Realización
Etimología
[s]
[61
s
0
1
z
0
1
Un distinguidor prototípico sólo llevará a cabo realizaciones s >
[s]yz>[9]:
P[ Realización | etimología] Realización
Etimología
[61
[s]
s
1
0
z
0
1
Se manifiestan así claramente, desde el punto de vista formal, las normas
ideales de ceceo, seseo y distinción, que se denotarán a partir de ahora como C,
S y B, respectivamente, y cuyo comportamiento se puede ver en el gráfico 1.
412
Norma
Etimología
Realización
~—^\
s
z -—
z
„[e]
s
•[s]
B
z
le]
S
Gráfico 1: Normas ideales de pronunciación de /9 /
Los hablantes se relacionan variablemente con estos tres modelos en
función de múltiples factores (Ávila 1944; Villena y Requena 1994). El
problema aquí consiste en encontrar cuál es el mejor modo de cuantificar esta
relación. Cabe imaginar que los individuos alternan en su comportamiento
lingüístico la actualización de /9 S / mediante estos tres modelos o normas
ideales. El cuestión residiría, entonces, en estimar, por medio del estudio de las
frecuencias absolutas, en qué proporción de casos utilizan los individuos cada
modelo. A cada una de estas proporciones se las denotará PS, PC y PB para los
modelos de seseo, ceceo y distinción, respectivamente. El modelo queda como
se muestra en el gráfico 2:
413
Norma
Etimología _,
Realización
S
PS
/
Hablante
»S
PC
^ ^ ^ ^ " ^
s
*-c
<-
. ^ ^
^^^"^-.^
z
\.
PB
~pr^\
X.
\ .
•m
s
*[s]
2
Te]
B
Gráfico 2: Modelo general de realización individual de /8S/, y pautas de
comportamiento lingüístico implícito
Como se puede observar, ante una realización virtual, el individuo escoge
con una cierta probabilidad cada uno de los modelos, y actúa
consecuentemente. Por lo tanto, el hablante quedaría caracterizado, desde el
punto de vista fonológico, si se estiman PS, PC y PB.
Para la estimación de PS, PC y PB, se dispone como punto de partida del
número de realizaciones de cada tipo (s > [s], s > [0], z > [s], z > [9]) para
cada individuo de la muestra, por lo que nuestro próximo objetivo es relacionar
las probabilidades PS, PC y PB con estas frecuencias observadas.
A estas frecuencias se las denotará por:
- Nsas o la frecuencia absoluta de la realización s > [s].
- Nsaz o la frecuencia absoluta de la realización s > [9].
- Nzas o la frecuencia absoluta de la realización z > [s].
- Nzaz o la frecuencia absoluta de la realización z > [9].
Para el desarrollo del modelo, es necesario que se supongan conocidas, en
principio, las probabilidades de realizar P[s > [sJJ, P[s > [9]], P[z > [s]J
y Pfz > [6]J, construyendo a continuación un modelo probabilístico que nos
permita encontrar la probabilidad de obtener en una muestra
individual Nsas = a, Nsaz = ¡3, Nzas = y y Nzaz = 8, considerando cada
realización independiente de las restantes, y posteriormente estimar los valores
de los parámetros que intervienen en la distribución (PS, PC y PB) a partir de
los valores muéstrales. La probabilidad de obtener en una muestra
414
individual Nsas = a, Nsaz = J3, Nzas = y y Nzaz = 5 viene dada por el
producto de las probabilidades asociadas a cada una de las realizaciones, es
decir, el producto de a probabilidades Pfs > [sj], p probabilidades Pfs >
[0JJ, y probabilidades P[z > [9]] y 8 probabilidades Pfz > [9]]:
Pfs > [s]]a--P[s > fsJJ-Pfs
•Pfz > [s]]--P[z
> [BJJ — P[s > [Q ]]•
> fsJJ-Pfz
> [&]]••• Pfz > fQJJ
De ahí, conociendo que el producto de n términos iguales, a, es equivalente a
a11, se obtendría:
Pfs > [s]]*-P[s
Pfs > [6 ]]--P[s
Pfz > fsJJ-.-Pfz
> [s]] = P[s > fs]J\
>[%]]=
Pfs > fQ Jf ,
> fsJJ= Pfz >
fsjf,
Pfz > [%]]--P[z > fQJJ=Pfz > fQjf,
de donde se extrae, para la expresión de la probabilidad:
P[s>[s]]a P[S>[Q }f P[z>[s]f P[z>[& ]f ,
para cada una de las posibles ordenaciones de los a + fi + y + 8 elementos de
la muestra. Así, se ha conseguido la expresión de la probabilidad de obtener
cierto número de realizaciones de cada tipo en una muestra, para cada una de
las posibles ordenaciones de todas las realizaciones tomadas en consideración.
Lo que se busca es que la estimación dependa únicamente del número de
realizaciones de cada tipo llevadas a cabo, sin que tenga importancia el orden
en que se produjeron, ya que para el estudio del seseo-ceceo este dato es
superfluo. Por esto, se calcula la probabilidad de obtener Nsas = a, Nsaz = ¡3,
Nzas = y y Nzaz = 8, para cada una de las posibles ordenaciones, y se suman
todas, para de esta manera dar con la probabilidad de obtener esta
configuración en los resultados muéstrales, independientemente de la
ordenación de la muestra. Puesto que la probabilidad de obtener cada una de
las ordenaciones viene dada por la misma expresión:
P[s > [s]]a P[s >[Q]f P[z > [sí? P[z > [9 ]f
tan sólo resta calcular cuántas posibles configuraciones de este tipo hay.
El número de posibles ordenaciones de n elementos distintos es todas las
formas en las que se pueden ordenar los n elementos sin que se repita ninguno,
y viene dada por el número de elementos que se pueden colocar en el primer
lugar (cualquiera de los n elementos), n, multiplicado por el número de
elementos que se pueden colocar en segundo lugar (todos menos el que se ha
colocado en el primero), n-L y así sucesivamente, n-2, n-3, ..... hasta que sólo
415
quede un elemento para colocar en el último lugar, 1. Por lo tanto, el número de
posibles ordenaciones de n elementos distintos viene dado por la expresión:
n*{n-l)*(n2);..*3*2* 1
valor al que se denomina factorial de n, y que se denota por ni:
n! =
n-(n-l)-(n-2):..-3-2-l
El número de posibles ordenaciones den = a + /3+y + S, elementos,
donde hay a, ¡3, y y 8 elementos iguales (en este caso el número de veces que
se dan por individuo los casos de s > [s], s > [6], z > [sj y z > [9]), es el
número de permutaciones totales de los n elementos, eliminando
configuraciones que se obtienen intercambiando términos iguales. Dada una
configuración cualquiera, el número de configuraciones equivalentes que se
puede obtener intercambiando los a elementos iguales viene dado, según ya se
ha visto, por la expresión a!, al intercambiar los ¡3 elementos iguales, ¡3!, y de
manera equivalente, y! y SI. En consecuencia, se obtiene que el número de
configuraciones equivalentes en las n! configuraciones dadas por todas las
posibles ordenaciones de los n elementos, viene dado por la expresión
al-J3hyl-Sl, con lo que el número de posibles ordenaciones de los n = a + ¡3 + y
+ S, donde se repiten a, J3, y y S elementos, viene dado por la expresión:
(a + p +y +5 )!
que se denota por
anteriormente:
a !»B !»v !«8 !
-"•>+ 1*^+8 . Puesto que la probabilidad encontrada
estaba aplicada a cada caso particular de las posibles ordenaciones de Nsas =
a, Nsaz = ¡3, Nzas = y y Nzaz = 5, la expresión de la probabilidad de
obtener Nsas = a, Nsaz = ¡3, Nzas = y y Nzaz = S, independientemente del
orden de ocurrencia, vendrá dada por la suma de todas esas probabilidades
individuales, lo cual, al final, se puede expresar como:
P%i\1f* r[*>[sft ?[*> M' Pb> [*ff P[Z> [e]]5,
de donde:
P[Nsas = a , Nsaz = p , Nzas = y , Nzaz = S ] =
= ^UT^l!f[g>[j]]Bp[8>[9]]'f[z>MrP[z>[911'Si se denota por N el número de observaciones en la muestra,
entonces N = a + f3+y+S, y la expresión anterior queda:
416
A7!
_r
r ,no _ r
. -,1(1
,r
-,-|Y
P[s>[S])a P[s>[Q]Y P[z>[s]f P[z>[Q]J .
a !-P !-y !-(A^-a - p - y ) !
Tenemos así el número de permutaciones posibles entre los cuatro
elementos (í > ¿s], s > [9], z > fsj y z > [9]) para N observaciones
individuales, incluyendo la variación interna de cada uno de ellos.
Lo que resta, pues, es relacionar P[s > fsJJ, Pfs
¡ 9]J, Pfz >
ÍSJJ y P[z
í&]] c o n l a s proporciones individuales de realización de /()s/
según las pautas prototípicas de seseo (S), ceceo (C) y distinción (B); esto es,
respectivamente, PS, PC y PB, para poder utilizar esta distribución de
probabilidad. Por el teorema de la probabilidad total, una probabilidad se
puede separar como la suma de las probabilidades de partes disjuntas y,
por lo tanto, Pfs > [sJJ, Pfs > [9]], Pfz > fsJJ y Pfz > [0JJ se pueden
reescribir como:
r
r
P[s> [s]] = P[s> [s],S] + P[s > [s], C] + P[s > [s],B] =
= P[s> [s]\S¡• PS+ P[s> [s]\C]• PC+ P[s> [s]\B]-PB.
De ahí, recurriendo a los valores que ya se fijaron para cada una de las
realizaciones en cada norma ideal, se obtiene la siguiente expresión:
p[s> [s]] = 1-PS+0- PC+1- PB= PS+ PB,
De la misma forma se llega a:
p[s>[Q ]]=PC
P[z > [s\] = PS
p[z>[e ]] = PC+PB.
Por lo tanto, el modelo probabilístico que relaciona PS, PC y PB con los datos
muéstrales es, sustituyendo en la última expresión conseguida para la
distribución de probabilidad:
P[Nsas = a , Nsaz = P , Nzas =y , Nzaz = 8 ] =
JV!
{PB + PS)a ?C P PS^PB+PCÍ
a !• P !-y !-(JV-<x - P - y ) !
que da la probabilidad de cierto número de ocurrencias de cada tipo,
suponiendo conocidos PS, PC y PB.
Pero lo que se buscaba era estimar PC, PSy PB, esto se logrará mediante
el método denominado Estimador de Máxima Verosimilitud. Lo que hace este
estimador es encontrar aquella configuración de los valores de los parámetros
de la distribución (PS, PC y PB, en este caso) que asigna máxima probabilidad
a la configuración de resultados (Nsas, Nsaz, Nzas, Nzaz) obtenidos en la
417
muestra. Cuando hay un número bastante alto de elementos observados para
cada individuo, como en nuestro caso, este estimador es muy fiable.
Visualizando gráficamente el caso de una variable aleatoria que depende
de un único parámetro que se denotará por par, Xpar, el estimador de máxima
verosimilitud del parámetro par de la variable aleatoriaX, fijado el resultado de
una muestra, X, viene dado por el punto del campo de los posibles valores del
parámetro (que suponemos el intervalo [a,b] en el gráfico) que tiene mayor
verosimilitud, es decir, por el punto del campo de definición que asigna mayor
probabilidad a la ocurrencia obtenida.
M par ,X)
x
Gráfico 3: Estimador de máxima verosimilitud del parámetro par de la
variable cuya función de verosimilitud para la muestra x es el valor de
parQ
Supóngase que en una muestra se han obtenido los valores Nsas =•
a, Nsaz = B, Nzas = y y Nzaz = S, y se supone PS, PC y PB variables, con lo
que queda la llamada función de verosimilitud, que es la función de
probabilidad en función de los parámetros:
L[PS,PC,PB] =
N!
-(PS+ PBT PC" PS"' {PC+ PBY
a !• P / y /-5 /
Para simplificar los cálculos, se aplica el logaritmo natural a esta función;
esto se puede llevar a cabo porque la función logaritmo es creciente, y, por lo
tanto, L/PS, PC, PB] y log(L[PS, PC, PB]) tienen los mismos máximos y
mínimos. La expresión obtenida es la siguiente:
f
NI
,
...
.
...
..^1
-{PS+ PB)a PC PS"1 (PC+ PB)
logL[PS, PC, PB} = loé\a !• p !-Y !-5 !
4¡8
Aplicando las propiedades del logaritmo que convierte el logaritmo del
producto en suma de logaritmos (log(a-b) = log(a) + \og(b)), y el logaritmo de
una potencia es el exponente por el logaritmo de la base (log(ab) = b-log(a)), se
llega a la expresión:
log L[ PS, PC, PB] = cte + a log(PB + PS) + B log PC +
+Y log PS + 8 log(PB+PC).
Puesto que, fijados los valores de a, J3, y y 8, el valor de Ni / (ai • 8! • y! • Si)
permanece constante y no tiene relevancia a la hora de operar, se ha sustituido
esta expresión por la constante cíe.
Dado que PS, PC y PB forman las proporciones de realización, se debe
tener que PS + PC + PB = 1, con lo que, utilizando esta igualdad, se
obtiene que PB = 1 - PC - PS, lo cual, sustituido en la expresión anterior,
equivale a:
logL[PS,PC] = cte + a hg(l-PC)+$
logPC+y logPS + 8
log(l-PS).
Si se llevan a cabo las derivadas parciales con respecto a las variables PS y PC
para poder encontrar los valores que maximizan la verosimilitud, se obtienen
las expresiones siguientes:
8
y
8
y
8
log ¿ = 0 + 0 + 0 + — =—
dPS
PS 1-PS
PS
1-PS
8
a
p
B
-log¿=0-
+-!—+0+0 =
dPC
l-PC
PC
PC
e igualando a cero, quedan las ecuaciones:
Y
a
1-PC
8
-=0
PS
1-PS
B
PC
a
0
1-PC
de donde, despejando:
Y ( 7 - PS) =8 PS => Y = (5 +Y )PS => PS = — —
8 +Y
B ( / - P C ) = cc PC=>B=(oc + B
con lo que se obtienen las estimaciones:
Nsaz
PC =
Nsas+ Nsaz
PS =
B
)PC=*PC=——
a +B
Nzas
Nzas+ Nzaz .
419
Estas expresiones, a pesar de la aparente complejidad de su elaboración,
tienen una interpretación bastante simple, y es que la probabilidad de ceceo es
la proporción de |s| etimológicas pronunciadas [8] (Nsaz) respecto del número
total de |s| (Nsaz+Nsas), y de la misma forma, la probabilidad de seseo es la
proporción de ]6| etimológicas realizadas [s] (Nzas) respecto del número total
de |0|. La probabilidad de distinción queda determinada por estas dos
proporciones, ya que se debe tener que PS + PC + PB = 1 y, por lo
tanto, se obtiene que PB = 1 - PC - PS. Hay que hacer notar que las
proporciones que se han aplicado hasta el presente para calcular estas
estimaciones han sido proporciones de realizaciones respecto al total de los
datos, cuyo resultado es bastante distinto del hallado mediante las expresiones
obtenidas, como se comprobará más adelante en este documento.
No es un error obtener que las estimaciones de PS y PC dependan
únicamente de las realizaciones de |9| y |s|, respectivamente, ya que la
estimación del modelo está formada por tres valores, PS, PC y PB, y son los
tres valores conjuntos los que determinan el comportamiento lingüístico del
sujeto, con lo que no se pierde información, ya que el modelo estudiado es un
modelo de Seseo, Ceceo y Distinción (aunque la distinción no se indicara
explícitamente en el título, en el desarrollo se estableció como una probabilidad
separada de PS y PC). Si se omitiera alguna de estas cantidades y se limitara el
estudio a una sola de las estimaciones, el análisis sería parcial y en ninguna
manera completo. Para el caso en que se quiera estudiar la Distinción frente a
la Confusión de s/z, en la sección 4.2 de este trabajo se puede encontrar un
desarrollo similar al de Seseo-Ceceo(-Distinción).
Hay que tener en cuenta que los valores estimados deben estar en el
intervalo [0,1], ya que son probabilidades, y en caso de no estar en este
intervalo, se ha de tomar el valor en los extremos de [0.1J que más
verosimilitud tenga. Ésta no es una aproximación sin sentido o subjetiva, sino
que tiene una explicación clara e intuitiva. Si la estimación obtenida mediante
el proceso anterior queda fuera del intervalo [0,1], quiere decir que dentro de
este intervalo no existe un máximo local como se mostró en el gráfico 3, pero
esto no significa que dentro del intervalo no haya un valor que tome el máximo
valor en el intervalo, sino únicamente que no es un máximo local de la función.
Entonces estaríamos en el caso del gráfico 4:
420
x
a
0
b
Gráfico 4: El máximo de la función se encuentra en x0, pero este valor está
fuera del intervalo de definición [a,b]; el valor máximo de la función en este
intervalo se toma en x = a.
Por sus definiciones, PC y PS siempre están en el intervalo [0,1] (la suma
de dos términos positivos siempre es mayor que una de las partes, y por lo
tanto, los numeradores siempre van a ser más pequeños que los denominadores,
de modo que PS y PC serán menores que uno; además, tanto los numeradores
como los denominadores van a ser no negativos, y de esta manera PS y PC van
a ser mayores que cero). Sólo falta por comprobar PB, que tiene la expresión:
PB=1-PC-PS
=
Nsaz
Nzas
= 1-
,
Nsas+ Nsaz Nzas+ Nzaz
y para que PB esté en el intervalo [0,1], debe estarlo:
Nsaz
Nzas
Nsas+Nsaz
Nzas + Nzaz
Nsaz- Nzaz+ Nzas- Nsas+ 2- Nsaz- Nzas
(Nsas+ Nsaz)(Nzas+
Para ello se deben dar las condiciones:
Nzaz)
(1) Nsaz• Nzaz + Nzas• Nsas + 2• Nsaz• Nzas> 0, para que PB< 1(2) Nsaz-Nzas< Nsas-Nzaz
, para que PB>0La condición (1) siempre se verificará, por lo que se puede eliminar, y la
condición (2). caso de no verificarse, implicaría que PB< 0 3 con lo que se
haría PB= 0. Se debe ajustar el nuevo modelo de probabilidad de la misma
forma, sólo que ahora PS + PC - 7 ; ya que PB- 0.
421
Sustituyendo en la función de verosimilitud PB=0,
PC= 1- PS} la expresión de la función de l o g i quedaría:
logL=cte+(a+y
)logPS+($ +5
y utilizando que
)log(l-PS),
y encontrando el estimador de máxima verosimilitud para PS:
d
a +Y P +S
log¿=0 +
—,
a PS
PS
i- PS
que igualando a cero:
a
+Y
p +5
PS ~ 1-PS'
y despejando y sustituyendo en PS+ PC= 1 y queda:
Nsas+ Nzas
PS =
Nsas+ Nsaz+ Nzas+ Nzaz
PC =
Nzaz + Nsaz
Nsas+ Nsaz+ Nzas+ Nzaz
con lo que ya se tendrían los estimadores cuando se tuviera que hacer PB = 0.
Resumiendo los resultados en un único esquema, quedaría:
(1) Si se tiene Nsas- Nzaz > Nzas- Nsaz; l a s estimaciones tienen la
forma:
Nzas
Nsaz
PS = Nzaz + Nzas PC- Nsaz + Nsas
PB = 1-PS-PC
(2) Si por el contrario Nsas- Nzaz < Nzas- Nsaz, toman la forma:
Nsas + Nzas
P5' =
Nsas+ Nsaz+ Nzas+ Nzaz
Nsas + Nzas
PS =
Nsas+ Nsaz + Nzas+ Nzaz
PB = 0
Por ejemplo, si en una muestra se obtienen los resultados: Nsas =
112, Nsaz = 0, Nzas = 0 y Nzaz = 135, utilizando estos valores se elige entre
las dos opciones comparando la expresión Aftas • Nzaz = 112 • 135 = 15120
con la expresión Nsaz
Nzas = 0 • 0 = 0, y puesto que
Nsas- Nzaz> Nzas- Nsaz; s e llevan a cabo los cálculos según las expresiones
(!):
422
Nzas
O
PS =
=
O
= — = O
Nzaz + Nzas
135 + 0
135
Nsaz
O
O
Nsaz+Nsas
112+0
112
PB = l-PS-PC--=l-0-0
= l.
Los resultados obtenidos son los esperados, ya que si una persona no
confunde, se le asigna una probabilidad de distinción PB máxima, y
probabilidades de seseo y ceceo mínimas.
Si en la muestra se han obtenido los valores Nsas = 18, Nsaz = 50, Nzas
= 0, y Nzaz = 46, utilizando estos valores se elige entre las dos opciones
comparando el resultado de la expresión Nsas • Nzaz = 18 • 46 = 828 con el de
la expresión Nsaz • Nzas = 0 • 50 = 0, y puesto que Nsas- Nzaz> Nzas- Nsaz,
se llevan a cabo los cálculos mediante las ecuaciones (1):
Nzas
0
0
PS =
=
=—=0
Nzaz + Nzas 46 + 0 46
Nsaz
PC-
50
=
Nsaz+Nsas
50
= — = 0.735
50+18 68
PB = 1-PS-PC~ 1 -0-0,735 = 0.25
El símbolo « significa aproximadamente, ya que los valores decimales
expuestos son aproximados. Se puede ver en este caso cómo la probabilidad de
ceceo es alta, y la de seseo nula, por lo que la probabilidad de distinción es
algo baja. Aquí está la clave de por qué se han de considerar las tres
probabilidades al mismo tiempo, y no por separado: las tres probabilidades
interactúan en el modelo probabilístico, y por lo tanto a la hora de ser
calculadas, y el modelo sólo tiene sentido si se calculan las tres a la vez; en
otro caso, se lleva a cabo un estudio sesgado y probablemente con resultados
erróneos. De esta forma, aunque en el cálculo de las estimaciones de PC y PS
únicamente actúen las |s| y las |9| etimológicas, respectivamente, el individuo
queda totalmente caracterizado desde el punto de vista de la pronunciación con
el conjunto de las tres probabilidades PS, PC y PB, ya que así quedan
recogidas todas sus facetas.
Como último ejemplo, para el caso en el que Nsas = 9, Nsaz -- ¡25, Nzas
-- 2 y Nzaz = 27, se elige entre las dos opciones comparando la expresión Nsas
- Nzaz = 9-27 - 243 con la expresión Nsaz • Nzas = 125 • 2 = 250, y puesto
423
que Nsas- Nzaz< Nzas- Nsaz; s e llevan a cabo los cálculos mediante las
ecuaciones (2):
Nsas + Nzas
9+ 2
11
PS =
=
=
= 0,067
Nsas + Nsaz + Nzas + Nzaz
9+125+2 + 27 163
Nsaz+Nzaz
PC =
=
Nsas + Nsaz + Nzas + Nzaz
125 + 27
=
9 + 125+2 + 27
152
= 0,9325
163
PB = 0
Como era de esperar, debido a las puntuaciones obtenidas, el sujeto en
cuestión no distingue en absoluto (PB = 0), cecea de una manera bastante
evidente (PC = 0.923) y sesea en una pequeña proporción (PS = 0.0769).
En la sección 5 de este trabajo se presentan los resultados obtenidos a
partir del estudio de una red social del barrio de Capuchinos de Málaga.
4.2. Modelo de Distinción-Confusión.
En el modelo anterior de Seseo-Ceceo(-Distinción) se lia estudiado la
interrelación de tres normas de comportamiento lingüístico, correspondientes a
los conceptos de Seseo, Ceceo y Distinción. Si se pretende estudiar el grado de
Confusión y Distinción de un hablante, hay que construir un nuevo modelo, en
el que la Confusión y la Distinción vengan identificadas por nuevos patrones de
comportamiento. La opción más frecuente consiste en sumar las
realizaciones s > [0] y z > [s], y considerar su proporción con respecto al total
como la frecuencia o índice de confusión; consecuentemente, uno menos esa
cantidad constituye la proporción de distinción o acierto. Se intentará mejorar
esta estimación siguiendo un método similar al del apartado anterior. A esto se
añade otro problema ya tratado por Avila (1994) y comentado arriba (párr.
2.3). En situaciones claramente bipolarizadas, como la del barrio de
Capuchinos con respecto a la variación de /9 S /, con realizaciones de /9 S / >[s]
predominantemente femeninas y de /0 S / >[9] predominantemente masculinas
(Villena y Requena 1994), la suma antedicha, al partir de las frecuencias
brutas en las que el número de |s| etimológicas es mayor que el número de |z[
etimológicas, produce sesgos importantes, puesto que los individuos que
tienden a la pauta S (s > [sj y z > [s]) resultan más conservadores (menos
confundidores) que los que tienden a la pauta C (z > [0] y s > [6]):
424
Mujeres
s>s
z>s
Conviene, en primer lugar, especificar qué se entiende por confusión y
qué se entiende por distinción:
- Un distinguidor prototípico se supone un individuo que únicamente
lleva a cabo las realizaciones s > [s] y z > [9], lo cual se podría
expresar mediante probabilidades condicionadas de la realización
frente a la etimología como:
P[ Realización etimología] Realización
Etimología
[s]
[61
0
1
s
1
z
0
Un confundidor prototípico llevaría a cabo ambas realizaciones
posibles para cada etimología, tal como refleja la siguiente tabla de
probabilidades:
Realización etimología] Realización
Etimología
[s]
[6]
0.5
0.5
s
z
0.5
0.5
De nuevo, como en el caso del modelo de Seseo-Ceceo(-Distinción),
tenemos que hay realizaciones coincidentes con las etimológicas que pueden no
deberse al modelo de distinción, sino que pueden provenir de una realización
canónica o etimológica casual. Esta es la razón por la que no se pueden
considerar exactas las estimaciones de las proporciones de confusión y
distinción expresadas al principio de este apartado.
La elaboración del modelo probabilístico sigue un procedimiento similar
al del caso anterior.
Se supone que el individuo realiza /9 S / según los modelos de distinción y
confusión, unas veces a través de uno y otras veces a través del otro.
425
Consideraremos como PD la proporción de veces que el sujeto realiza /0 S /
según el modelo de distinción, al cual se denotará por D, y como PK la
proporción de veces que realiza /9 S / según el modelo de confusión, al que se
denotará por K. El comportamiento del sujeto estudiado se puede ver
esquematizado en el siguiente gráfico:
Norma
Etimología
Realización
PD
Hablante ^ ^
s
*[s]
z
»[9'J
z
"[0]
p„
"""""^
Gráfico 5: Modelo general de comportamiento según el modelo de
Distinción-Confusión
En el desarrollo del modelo anterior de Ceceo-Seseo(-Distinción), se
construyó la distribución de probabilidad de las realizaciones Nsas = a, Nsaz
= J3, Nzas = y y Nzaz = 8, supuestas conocidas las probabilidades Pfs > fsj],
P[s > [OJJ, P[z > [sj] y P[z > [dJJ; en esta sección se empezará directamente
a partir de esta distribución ya construida (para todo ello, véase párr. 4.1):
P[ Nsas = a , Nsaz = p , Nzas = y , Nzaz = 8 ] =
= (
alUYV5 5 ! ! ^ > [ 5 ] r P [ 5 > [ 9 ] r P [ z > [ 5 ] ] V [ 2 > [ 9 ] ] S -
Como en el caso anterior, se establecen a continuación las relaciones
entre P[s > [s]], P[z > [s]], P[z > [s]] y P[z > [6]] y las probabilidades PD y
PK. Desarrollando de la misma manera que en el modelo de ceceo-seseodistinción, se obtiene:
P[s> [s\] =P[s>[s],D]+ P[s> [s],K] =
= P[s > [s]\D] • PD + P[s > [s]\K] • PK =
=
1'PD+0.5'PK
y de la misma forma para los demás, se llega a:
426
p[s>[s]]=PD+0.5'PK
P[s > [6 ]] = 0.5 • PK
P[z > [s\] = 0.5 • PK
P[Z>[Q
}}=PD+0.5'PK,
de donde, sustituyendo en la expresión de la multinomial, se obtiene:
P[Nsas = a ,Nsaz = (3 ,Nzas = y ,Nzaz = 8 ] =
=—!
[PD+0.5-PK)
(O.5'PK)
.
a !-p !-Y !-5 !
De esta manera, se tiene ya la distribución de probabilidad de las
ocurrencias en función de las proporciones PD y PK. A continuación, se
encontrará la expresión del estimador de máxima verosimilitud de los
parámetros de esta distribución, PD y PK. Para ello, primero se hacen
logaritmos de la función de verosimilitud:
L[PD,PK]=-
—
— {PD+0.5-PK)
{0.5'PK)
,
a !• p !y !-5 !
con lo que queda:
\ogL[PD,PK] = cte+ (a +8 )log(PD+ 0.5-PK ) + (p +Y
)lo^0.5-PK).
Si se utiliza la relación PD+ PK= 1, de donde se obtiene la igualdad
PD=1-PK,
queda:
logZ.[PA'] = c í e + ( a + 8 ) l o g ( i - 0.5' PK) + (P +y )log(0.J« PK).
Derivando con respecto a PK se obtiene:
d
a +8
P +Y
r
logL[PK]=0-0J
+0.5———,
d PK
1-0.5' PK
0.5'PK
de donde, igualando a cero y operando, resulta la siguiente ecuación:
a +8
p +Y
1-0.5'PK
0.5' PK
Despejando se llega a la expresión de PK:
Nsaz + Nzas
PK= 2"
Nsas+ Nsaz+ Nzas+ Nzaz
y la expresión de PD es su complementario. Pero hay que tener en cuenta que
el valor de PK lia de estar en el intervalo [0,1] (y al ser PD= 1- PK, también
427
lo estará), y se puede comprobar, tras cálculos algebraicos, que esto se
cumplirá si se dan las dos siguientes inecuaciones:
(1) Nsaz + Nzas >0 para que PK > 0 •
(2) Nsaz+ Nzas < Nsas + Nzaz para que PK<1De nuevo la condición (1) es evidente, por lo que se puede ignorar,
mientras que si la condición (2) no se verifica, tenemos que PK > 1, por lo que
forzaríamos a PK a tomar el máximo valor del intervalo, es decir, PK = 1. Por
lo tanto, el cálculo del estimador de máxima verosimilitud para los parámetros
PK y PD se resume en el siguiente esquema:
. Si Nsaz+ Nzas< Nsas+ Nzaz:
Nsaz+ Nzas
PK= 2*
Nsas+ Nsaz + Nzas+ Nzaz
Nsas+ Nzaz- Nsaz- Nzas
PD=
Nsas + Nsaz + Nzas + Nzaz
- Si Nsaz+ Nzas> Nsas+ Nzaz;
PK=1,
PD=0
Este esquema se utilizaría en la práctica como en la sección 4.1.
La interpretación de estas expresiones no es tan clara como en el modelo
de Seseo-Ceceo(-Distinción). Se puede indicar que la proporción de confusión
es el doble de la proporción de realizaciones en las que la etimología no
coincide con la realización (Nsaz + Nzas), frente al total de los datos (Nsas iNsaz 4- Nzas + Nzaz), salvo que sobrepase a uno, en cuyo caso se restringe su
valor al máximo posible (uno), mientras que el procedimiento generalmente
usado de recuento le asignaba la proporción:
Nsaz + Nzas
Nsas+ Nsaz+ Nzas+ Nzaz
que evidentemente es menor que la probabilidad obtenida con el modelo aquí
expuesto.
En lo que sigue, se hace una exposición de los resultados obtenidos para
los datos de la red de Capuchinos tratada en la investigación de Avila (1994).
5. APLICACIÓN
La red de Capuchinos estudiada por Ávila (1994) presenta un total de 30
sujetos (H = 12, M = 18), con diferencias de edad, sexo y posición social. El
número total de ocurrencias de /9 S / analizadas fue de 4777.
A continuación se da una tabla donde se indican las variables: Sujeto,
Nsas, Nsaz, Nzas y Nzaz, y en la que Sujeto es un número asociado a cada
individuo para su identificación; las restantes son las ya especificadas:
428
Sujeto
Nsas
Nsaz
Nzas
Nzaz
1
2
3
4
5
6
7
8
9
10
11
12
13
14
15
16
17
18
19
20
21
22
23
24
25
26
27
28
29
30
112
58
18
9
9
5
36
92
113
67
95
39
21
15
86
34
35
70
57
56
91
52
76
92
90
113
115
125
62
132
0
0
50
105
115
79
77
24
0
0
1
14
37
26
6
77
95
0
0
4
11
2
0
0
1
0
2
2
3
0
0
0
0
0
0
0
2
4
5
4
7
5
9
7
7
7
6
20
6
16
18
34
45
31
91
36
43
31
62
85
135
37
46
27
55
80
110
205
134
50
77
52
73
50
45
38
27
69
15
23
23
11
12
4
11
4
3
2
2
2
La elaboración de los datos se ha llevado a cabo con el paquete
estadístico SPSS; a continuación se expone el código utilizado para calcular
PB, PC, PS. P K y P D :
COMPUTE
NN = Nsas * Nzaz - Nsaz * Nzas.
1F (NN >= 0) PC = Nsaz / (Nsaz + Nsas).
1F (NN >= 0) PS = Nzas / (Nzas + Nzaz).
429
IF (NN < 0)
PC = (Nsaz + Nzaz) / (Nsas + Nsaz +Nzas +Nzaz).
IF (NN < 0)
PS = 1 - PC.
COMPUTE
PB = 1 - PC - PS.
COMPUTE
NN = Nsas+Nzaz-Nsaz-Nzas.
IF (NN >= 0)
PK = 2 * (Nsaz + Nzas) / (Nsaz + Nzas + Nsas + Nzaz).
IF(NN<0)
PK=1.
COMPUTE
PD = 1 - PK.
La variable NN es únicamente una variable auxiliar que permite saber
qué expresión del estimador de máxima verosimilitud hay que utilizar.
Los resultados de la aplicación de los estimadores desarrollados en este
trabajo se pueden ver en la siguiente tabla. En ella se exponen con fines
comparativos dichos resultados (PS, PC, PB, PK, PD), junto con las
proporciones (PSr, PCr, PBr, PDr, PKr), correspondientes al método de
recuento de errores y aciertos utilizado hasta ahora31. Las expresiones de esos
últimos estimadores son:
- Per = Nsaz /N, Psr = Nzas /Ny PBr = 1- Per - PSr para el modelo
de seseo-ceceo-distinción.
- Pkr = (Nsaz+Nzas) / (Nsas+Nsaz+Nzas+Nzaz) y PDr = l-PKr
para el modelo de confusión distinción.
31
En otros trabajos se pueden encontrar estimaciones que consideran por separado las
realizaciones de la js| etimológica y de la |z| etimológica, sin construir necesariamente un modelo
de Ceceo-Seseo(-Distinción ), sino dos modelos que estudian el mantenimiento o el trueque de la
|s| y la jz| etimológicas, cada una por separado. Éste no es el tipo de estudio que se ha planteado
aquí.
430
Sujeto
Nsas
Nsaz
Nzas
Nzaz
PS
PC
PB
PSr
PCr
PBr
PK
PD
PKr PDr
]
112
58
0
0
135
0,00
0,00
1,00
0,00
0,00
1,00
0,00
1,00
0,00
37
0,00
0,00
1,00
0,00
0,00
1,00
0,00
1,00
0,00
1,00
18
50
105
0
0
0
0
0
46
0,00
0,74
0,26
0,00
0,44
0,56
0,88
0,12
0,44
0,56
27
0,00
0,92
0,08
0,00
0,74
0,26
1,00
0,00
0,74
0.26
55
0,00
0,93
0.07
0,00
0.64
0,36
1,00
0,00
0,64
0,36
0
2
80
0,00
0,94
0,06
0,00
0,48
0,52
0,96
0,04
0,48
0,52
110
0,02
0,68
0,30
0,01
0,34
0,65
0,70
0,30
0,35
0.65
205
0,02
0,21
0,77
0,01
0,07
0,91
0,17
0,83
0,09
0,91
134 0,04 0,00 0,96
50 0,07 0,00 0,93
0,02
0,00
0,98
0,04
0,96
0.02
0,98
0,03
0,00
0,97
0,07
0,93
0,03
0,97
77
0,08
0,01
0,91
0,04
0,01
0,96
0,09
0,91
0,04
0.96
52
0,09
0,26
0,65
0,05
0,13
0,83
0,35
0,65
0,17
0,83
73
0,11
0,64
0,25
0,06
0,26
0,67
0,66
0,34
0,33
0,67
7
7
7
6
20
50
0,12
0,63
0,24
0,07
0,27
0,66
0,67
0,33
0,34
0,66
45
0,13
0,07
0,80
0,05
0,04
0,91
0,18
0.82
0,09
0,91
381
0,16
0,69
0,15
0,04
0,49
0,46
1,00
0,00
0,54
0,46
27
0,18
0,73
0,09
0,04
0,58
0,38
1,00
0,00
0,62
0,38
69
0,22
0,00
0,78
0,13
0,00
0,87
0,25
0.75
0,13
0.87
6
15
0,29
0,00
0,71
0,08
0,00
0,92
0,15
0,85
0,08
0,92
16.
18
23
0,41
0,07
0,52
0,16
0,04
0,80
0,40
0,60
0,20
0,80
23
0,44
0,11
0,45
0,13
0,08
0,80
0,41
0,59
0,20
0,80
34
11
0,76
0,04
0,21
0,34
0,02
0,64
0,73
0,27
0,36
0.64
45
12
0,79
0,00
0,21
0,34
0,00
0,66
0,68
0,32
0,34
0,66
31
4
11
4
3
0,89
0,00
0,11
0,24
0,00
0,76
0,49
0,51
0,24
0,76
0,89
0,01
0,10
0,47
0,01
0,52
0,95
0,05
0,48
0.52
0,90
0,00
0,10
0,24
0,00
0,76
0,47
0,53
0,24
0,76
0,93
0,02
0,05
0,26
0,01
0,72
0,55
0,45
0,28
0,72
2
2
2
0,94
0,02
0,04
0,19
0,01
0,79
0,41
0,59
0,21
0,79
0,96
0,04
0,00
0,48
0,02
0,50
1,00
0,00
0,50
0,50
0,98
0,00
0,02
0,39
0,00
0,61
0,78
0,22
0,39
0.61
2
3
4
5
6
7
9
9
5
115
79
36
77
8
9
10
92
24
113
11
95
12
39
13
21
14
15
15
86
0
0
1
14
37
26
6
16
34
77
17
35
95
18
70
19
57
0
0
20
56
21
91
22
52
23
76
24
92
25
26
90
113
27
115
28
125
29
62
30
132
67
4
11
2
0
0
1
0
2
2
3
0
4
5
4
7
5
9
91
36
43
31
62
85
1,00
Por ejemplo, el individuo 30, tiene una destacada tendencia al seseo, ya
que, salvo dos excepciones, no hace más realizaciones que s > [s] y z > [s]. En
el modelo basado en las proporciones, se le asigna una probabilidad de Psr =
0.39, mientras que el modelo aquí desarrollado le asigna una probabilidad PS
--• 0.98. Este comportamiento se puede observar en diversos individuos. La
mejor forma de ver la diferencia entre las asignaciones que realiza cada modelo
es un gráfico. En los que se exponen a continuación (Gráficos 6 y 7), se puede
431
observar una nube de puntos para cada uno de los modelos PS-PC y PSr-PCr;
para su correcta lectura hay que tener en cuenta que PS + PC + PD = /, por lo
que cuanto más cerca se encuentre un individuo del punto (0,0), es decir, del
origen de coordenadas, en el extremo inferior izquierdo, menos sumará PC y
PS, de donde, debido a la relación PS + PC + PB = 1, PB estará cercano a 1,
con lo que su proporción de acierto será mayor. Por lo tanto, cuanta mayor
proximidad al extremo superior izquierdo, mayor probabilidad de ceceo; cuanto
más cerca del extremo inferior derecha, mayor probabilidad de seseo, y cuanto
más cerca del extremo inferior izquierdo, mayor tendencia a la pronunciación
canónica.
PC
PC-PS
PCr
1 T~
PCr-PSr
'
'
li
0,8
0,6
:*
0.4
0,2 *
0* * *
0
•
0,2
•
•
0,4
0,6
PS
0,8
. .-*_»
u—
-
» ~ •
1
0
.
-
«__»*
-
0,2
i
-
-..._
-
*__.
0,4
0,6
0,8
1
PSr
Gráfico 6: Comparación del comportamiento individual para la realización
de /9S/ en el modelo probabilístico (izq.) y de proporciones (dcha.) para el
estudio del Seseo-Ceceo-Distinción.
Se puede observar cómo el modelo estudiado en este trabajo desarrolla
más la nube de puntos hacia los extremos, mientras que el modelo PSr-PCr
comprime los datos, asignando más distinción a individuos que, como ya se ha
indicado, confunden de una manera casi completa. Esto es debido al hecho ya
indicado de que el modelo PCr-PSr no tiene en cuenta las realizaciones
canónicas debidas al azar.
Exactamente igual ocurre con el modelo PD-PK, frente a PDr-PKr, en el
que los puntos tienden a concentrarse hacia la izquierda (menor probabilidad
de confusión) en el modelo basado en proporciones, dando una imagen inexacta
de la realidad.
432
PK
•
• •
0
•
• • •
0,2
•
•
•
* •
0,4
•
•••
0,6
•
*
•
•
0,8
«o
•
1
PKr
••• ••
0
• • •• • «
0,2
•••• • « • • •
0,4
••
0,6
• •
0,8
1
Gráfico 7: Comparación del comportamiento individual para la realización
de /9S/ en el modelo probabilístico (arriba) y de proporciones (abajo) para
el estudio de la Confusión-Distinción.
6. CONCLUSIONES
Como se lia visto, los modelos probabilísticos de Seseo-Ceceo y
Distinción-Confusión constituyen una base firme para la solución de los
problemas que plantea el estudio de la realización de /0 S / en el español
hablado. No obstante, hay que tener en cuenta que nuestras suposiciones
iniciales son bastante fuertes, puesto que, como se ha visto en diversos estudios
sobre otras variables similares, el entorno lingüístico puede condicionar una
determinada realización. Sin embargo, parece evidente que sin las suposiciones
adoptadas, sería prácticamente imposible llevar a cabo el tratamiento que se ha
desarrollado en este trabajo, y el modelo se complicaría infinitamente, al tener
que considerar todas las posibilidades del entorno. A ello se añade la dificultad
específica de la variable analizada aquí.
La experiencia sobre trabajos cuantitativos para casos bivariantes, como
la realización o pérdida de ciertas consonantes, es muy amplia y ha producido
muy buenos resultados, pero no disponíamos de métodos similares a los
utilizados en esos problemas que se pudieran aplicar al caso trivariante en
cuestión.
Además, hay que añadir que, en este caso, las normas ideales de
realización tienen realizaciones comunes, con lo que se mezclan en la muestra,
de modo que hay que tener este hecho en cuenta para poder estimar
correctamente el modelo. Esto implica una clara determinación probabilística
del problema, que requiere un tratamiento probabilístico en lugar de estadístico
descriptivo. Así mismo, esta variabilidad de las posibilidades imposibilita el
uso de programas estadísticos como GoldVarb o SPSS de una forma directa,
4 JO
presentándose además el problema de que estos programas están diseñados
para realizar la regresión logística (método que se utilizaría para realizar un
ajuste de los resultados de las realizaciones frente a otras variables lingüísticas
o sociales) únicamente para variables con dos valores, mientras que la variable
de realización que aquí aparece puede tomar cuatro valores.
Los resultados encontrados parecen indicar que el modelo aquí
desarrollado, así como las estimaciones que se obtienen de él, bajo las
suposiciones hechas, es correcto y funciona bien, ajustándose a la realidad.
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